Introduzione
Lo spazio campionario \Omega di un esperimento aleatorio è l’insieme di tutti i risultati possibili di tale esperimento. Lo spazio campionario deve essere completo (deve coprire tutti i possibili esiti) e i suoi elementi devono godere di mutua esclusività (l’avvenire di un evento implica il non avvenire degli altri).
Siano A e B due eventi, allora valgono i seguenti assiomi:
- Assioma di non-negatività: P(A) \ge 0
- Assioma di normalizzazione: P(\Omega) = 1
- Assioma di additività: se A \cap B = \emptyset allora P(A \cup B) = P(A) + P(B)
Dal terzo assioma segue il teorema delle probabilità totali: siano A_1, A_2, \dots, A_n n eventi disgiunti, allora
P \left( \bigcup_{i = 1}^n A_i \right) = \sum_{i = 1}^{n} P(A_i)
Esiste una versione estesa dello stesso teorema che vale anche per eventi non necessariamente disgiunti: siano A_1, A_2, \dots, A_n n eventi, allora
P \left( \bigcup_{i = 1}^n A_i \right) = \sum_{r = 1}^{n} \left( (-1)^{r+1} \sum_{i_1 \lt i_2 \lt \dots \lt i_r} P(A_{i_1} \cap A_{i_2} \cap \dots \cap A_{i_r}) \right)
E’ importante notare che l’assioma 3 (e il teorema che ne segue) si applicano anche ad un infinità di eventi, purchè tale infinità sia numerabile.
Probabilità condizionate
Condizionare una probabilità significa andare a mappare lo spazio campionario su un altro evento.
P(A | B) = \frac{P(A \cap B)}{P(B)}
Se un evento non è condizionato, allora lo si può considerare condizionato ad \Omega.
Dalla formula inversa segue che
P(A \cap B) = P(A | B) \cdot P(B) = P(B | A) \cdot P(A)
Le probabilità condizionate seguono gli assiomi esattamente come le probabilità normali.
Siano A e B due eventi. Vale che P(B) = P(\{B \cap A\} \cup \{B \cap A^C \}).
Vale la regola detta chain-rule: P(A_1 \cap A_2 \cap \dots \cap A_n) = P(A_1) \cdot P(A_2 | A_1) \cdot P(A_3 | A_1 \cap A_2) \cdot \dots \cdot P(A_n | A_1 \cap A_2 \cap \dots \cap A_{n-1}).
Vale il teorema delle probabilità totali: sia \{A_1, A_2, \dots, A_n\} \sube \Omega una partizione di \Omega e B \sube \Omega, allora
P(B) = \sum_{i = 1}^{n} P(B | A_i) \cdot P(A_i)
Nelle ipotesi del teorema precedente, per rispondere a domande del tipo “Sapendo che B è accaduto, qual è la probabilità che sia stato causato dall’evento i-esimo?” si usa la regola di Bayes:
P(A_i | B) = \frac{P(B \cap A_i)}{P(B)} = \frac{P(B | A_i) \cdot P(A_i)}{P(B)} = \frac{P(B | A_i) P(A_i)}{\sum\limits_{j=1}^n P(B | A_j) \cdot P(A_j)}
Eventi indipendenti
Due eventi sono indipendenti se e solo se P(A \cap B) = P(A) \cdot P(B).
Se due eventi sono indipendenti, allora è anche vero che P(B | A) = P(B).
Indipendenza condizionata
Siano A e B due eventi non necessariamente indipendenti. Tali eventi sono indipendenti condizionatamente ad un evento C se e solo se P(A \cap B | C) = P(A | C) \cdot P(B | C).
L’indipendenza condizionata non è legata in alcun modo a quella non condizionata.
Indipendenza tra insiemi di eventi
Sia \{A_1, A_2, \dots, A_n\} un insieme di eventi. Tali eventi sono detti indipendenti se e solo se P(A_i \cap A_j \cap \dots \cap A_q) = P(A_i) \cdot P(A_j) \cdot \dots \cdot P(A_q) per ogni sottoinsieme \{A_i, A_j, \dots, A_q\} \sube \{A_1, A_2, \dots, A_n\}.
Se la condizione di cui sopra vale solo per i sottoinsiemi di arità 2 allora l’insieme \{A_1, A_2, \dots, A_n\} viene detto indipendente a coppie.
L’indipendenza totale implica l’indipendenza a coppie ma non vale il viceversa.
Principi di calcolo combinatorio
Se si ha un esperimento composto da r stadi, ognuno con n_i scelte possibili, il numero totale di scelte è dato da
\prod_{i=1}^r n_i
Con le permutazioni si contano i possibili modi di ordinare un insieme di elementi: tale numero è dato da n! dove n è l’arità dell’insieme considerato.
Il Numero di sottoinsiemi di un insieme è dato da 2^n dove n è l’arità dell’insieme considerato.
Se si vogliono solamente sottoinsiemi di k elementi, si utilizza il coefficiente binomiale:
{n \choose k} = \frac{n!}{k!(n - k)!}
Sia P(A) = p. Per calcolare la probabilità di avere k successi su n si deve prima calcolare la probabilità di avere una particolare configurazione che abbia k successi e poi si moltiplica per il numero di tutte le possibili configurazioni possibili che abbiano k successi:
P(k \text{ successi su } n) = {n \choose k} p^k (1 - p)^{n - k}
Questa formula calcola le cosiddette probabilità binomiali.
Per calcolare quali sono i modi di partizionare un insieme di arità n in r sottoinsiemi di arità k_1, k_2, \dots, k_r, si usa il coefficiente multinomiale:
{n \choose k_1, k_2, \dots, k_r} = \frac{n!}{k_1! k_2! \dots k_r!}
Lo stesso metodo funziona anche per problemi quali dover calcolare il numero di anagrammi di una parola: n è la lunghezza della parola e i vari k_i sono il numero di occorrenze di ciascuna lettera della parola all’interno della stessa.
Se si vogliono contare i modi di estrarre elementi da insiemi di elementi diversi in un certo numero, si può ricorrere alle probabilità ipergeometriche:
\frac{{n_1 \choose k_1} {n_2 \choose k_2} \dots {n_r \choose k_r}}{n_1 + n_2 + \dots + n_r \choose k_1 + k_2 + \dots + k_r}
Variabili aleatorie discrete
Una variabile aleatoria è una funzione H : \Omega \to \mathbb{R}.
Tutte le funzioni deterministiche di una variabile aleatoria sono a loro volta variabili aleatorie.
Per risolvere problemi de tipo “Qual è la probabilità di ottenere il primo successo al k-esimo tentativo?” si usano le variabili aleatorie geometriche:
X \sim \text{Geom}(p) \iff P_X(k) = \begin{cases} p(1-p)^{k-1} & k = 1, 2, \dots \\ 0 & \text{Altrimenti} \end{cases}
Per descrivere le distribuzioni di probabilità binomiali viste sopra esistono le variabili aleatorie binomiali:
X \sim \text{Bin}(n, p) \iff P_X(k) = \begin{cases} {n \choose k} p^k (1-p)^{n-k} & k = 0, 1, 2, \dots \\ 0 & \text{Altrimenti} \end{cases}
Valore atteso e varianza
Il valore atteso rappresenta la media delle varie realizzazioni, pesate per la loro probabilità di realizzarsi:
E[X] = \sum_{x \in \mathbb{R}} x \cdot p_X(x)
Se Y = g(X) e g è una funzione deterministica, allora
E[Y] = \sum_{x \in \mathbb{R}} g(x) \cdot P_X(x) = \sum_{y \in \mathbb{R}} y \cdot P_Y(y)
In generale E[g(X)] \ne g(E[X]), tranne nel caso in cui g(x) = \alpha x + \beta. In tal caso, E[\alpha X + \beta] = \alpha E[X] + \beta (il valore atteso è un’operazione lineare).
La varianza descrive quanto i valori sono dispersi rispetto alla media:
Var[X] = E[(X - E[X])^2] = E[X^2] - E[X]^2 = \sum_{x \in \mathbb{R}} (x - E[X])^2 P_X(x)
Vale che Var[\alpha X + \beta] = \alpha^2 Var[X]
Dato che la varianza ha un’unità di misura quadrata rispetto all’unità di misura della variabile aleatoria, è stato introdotto un altro indicatore, la deviazione standard o scarto quadratico medio che si ottiene estraendo la radice qudrata della varianza:
\sigma_X = \sqrt{Var[X]}
Applicando le formule date, è possibile estrarre una formula veloce per calcolare il valore atteso e la varianza di variabili aleatorie geometriche e binomiali.
X \sim \text{Geom}(p) \implies \begin{cases} E[X] = \frac{1}{P} \\ Var[X] = \frac{1 - p}{p^2} \end{cases}
X \sim \text{Bin}(n, p) \implies \begin{cases} E[X] = np \\ Var[X] = np(1 - p) \end{cases}
Valore atteso condizionato
Il valore atteso condizionato è come il valore atteso ma condizionato ad un altro evento:
E[X|B] = \sum_{x \in \mathbb{R}} x \cdot P_{X|B}(x)
Il valore atteso condizionato gode di tutte le proprietà del valore atteso normale.
Per la legge della perdita di memoria, che vale solo per le variabili aleatorie geometriche, E[X - t | X > t] = E[X], cioè, se ho già effettuato alcuni tentativi senza successo, il numero di tentativi che ci si aspetta dover effettuare (il valore atteso, appunto) è pari al valore atteso che si avrebbe senza aver già effettuato altri tentativi.
In poche parole, il numero di tentativi fallimentari già fatti non va a influenzare il valore atteso.
Vale la legge dell’aspettativa totale: sia \{A_1, A_2, \dots, A_n\} una partizione di \Omega e X \sube \Omega, allora
E[X] = \sum_{i=1}^n P(A_i) \cdot E[X | A_i]
Variabili aleatorie discrete multiple
Le variabili aleatorie discrete multiple funzionano esattamente come quelle singole ma vanno a descrivere eventi composti da più variabili aleatorie invece che una sola.
Valgono le stesse proprietà e le stesse regole:
\begin{cases} P_{X,Y}(x, y) \ge 0 & \forall (x, y) \in \mathbb{R} \\ \sum\limits_{(x, y) \in \mathbb{R}^2} P_{X,Y}(x, y) = 1 \end{cases}
Anche i condizionamenti funzionano in maniera molto simile a quanto visto precedentemente e vale la chain-rule:
P_{X|Y}(x | y) = \frac{P_{X,Y}(x, y)}{P_Y(y)} = \frac{P_{X,Y}(x, y)}{\sum\limits_{t} P_{X, Y}(t, y)} \\ P_{X,Y}(x, y) = P_{X|Y}(x| y) \cdot P_Y(y) = P_{Y|X}(y| x) \cdot P_X(x)
Due variabili aleatorie sono dette indipendenti (X \perp Y) se e solo se P_{X,Y}(x, y) = P_X(x) \cdot P_Y(y). Questo ragionamento può essere esteso ad un numero arbitrario di variabili.
L’indpendenza condizionata è come l’indipendenza normale ma si applica su un sottoinsieme dello spazio \mathbb{R^2}. Due variabili aleatorie possono essere indipendenti condizionatamente ad un certo evento ma non in generale.
Il valore atteso per variabili aleatorie multiple si calcola come segue:
E[g(X, Y)] = \sum_x \sum_y g(x, y) \cdot P_{X,Y}(x, y)
La funzione E[x^j y^k] viene detta momento congiunto di X e Y.
(Ri)valgono le seguenti proprietà:
E[\alpha X + \beta Y + \gamma] = \alpha E[X] + \beta E[Y] + \gamma \\ X \perp Y \implies E[X \cdot Y] = E[X] \cdot E[Y]
Siano X e Y due variabili aleatorie e Z = X + Y, allora la varianza di Z si calcola come
Var[Z] = Var[X + Y] = E[(X + Y)^2] + E[X + Y]^2 = Var[X] + Var[Y] - 2(E[X \cdot Y] - E[X] \cdot E[Y])
Se X \perp Y allora Var[X + Y] = Var[X] + Var[Y].
Sia X \sim \text{Bin}(n, p) e X_i la variabile aleatoria che vale 1 se si è avuto un successo nella i-esima prova e 0 altrimenti. In questo caso, si dice che X_i \sim \text{Bern}(p).
Dato che le varie X_i sono tutte indipendenti tra di loro e la probabilità di successo non cambia in base al numero della prova, le variabili X_i sono dette indipendenti e identicamente distribuite (IID). Da questo segue che
E[X_i] = E[X_{\overline i}] = p \qquad \forall i, \text{ Con $\overline i$ fissato}
Da tutto ciò segue che
E[X] = E \left[\sum_{i=1}^n X_i \right] = \sum_{i=1}^n E[X_i] = n \cdot E[X_1] = np
La varianza invece è calcolata come
Var[X] = np(1 - p)
Variabili aleatorie continue
Le variabili aleatorie continue sono come quelle discrete ma le realizzazioni possono assumere un qualsiasi valore compreso in un un intervallo continuo. Le probabilità di ogni realizzazione sono descritte dalla funzione continua probability density function (pdf). In realtà, la frase appena scritta non è proriamente corretta: la pdf viene utilizzata per descrivere la probabilità che una realizzazione rientri entro un certo intervallo, non che assuma un certo valore:
P(a \le X \le b) = \int_{a}^{b} f_X(x) dx
Nella formula precedente, è utile notare come le varie occorrenze di \le possano essere sostituite (completamente o in parte) da \lt senza che il risultato cambi.
Valgono le seguenti proprietà:
f_X(x) \ge 0 \qquad \forall x \in \mathbb{R} \\ \int_{-\infty}^{+\infty} f_X(x) dx = 1
Valore atteso e varianza non cambiano ma si utilizza l’integrazione al posto della sommatoria:
E[X] = \int_{-\infty}^{+\infty} x \cdot f_X(x) dx \\ Var[X] = \int_{-\infty}^{+\infty} (x - E[X])^2 \cdot f_X(x) dx
Avendo introdotto le variabili aleatorie continue, è possibile introdurre le variabili aleatorie uniformi:
X \sim U[a, b] \implies f_X(x) = \begin{cases} \frac{1}{b - a} & a \le x \le b \\ 0 & \text{altrimenti} \end{cases}
E[X] = \frac{b - a}{2} \\ Var[X] = \frac{(b - a)^2}{12}
La funzione cumulata è semplicemente l’integrale da -\infty a x della pdf:
F_X(x) = \int_{-\infty}^{x} f_X(x) dx
E’ intuitivo come segua che
\lim_{x \to \infty} F_X(x) = 1
Variabili aleatorie gaussiane (normali)
Le variabili aleatorie gaussiane (normali) meritano un paragrafo a parte perchè sono un concetto molto importante.
Sia X \sim \mathcal{N}(\mu, \sigma^2) una variabile aleatoria gaussiana. La sua pdf è data da
f_X(x) = \frac{1}{\sigma \sqrt{2 \pi}}e^{-\left(\frac{x - \mu}{\sigma}\right)^2\frac{1}{2}}
Le distribuzioni gaussiane sono onnipresenti in natura (meme obbligatorio) e consentono di descrivere una pdf data la media e la varianza:
E[X] = \mu \\ Var[X] = \sigma^2
Esiste una particolare distribuzione gaussiana che prende il nome di Z \sim \mathcal{N}(0, 1) alla qule tutte le altre distribuzioni possono essere ricondotte tramite X = \sigma Z + \mu \implies Z = \frac{X - \mu}{\sigma}.
La cumulata di una gaussiana generica si scrive come
F_X(x) = \int_{-\infty}^{x} \frac{1}{\sigma \sqrt{2 \pi}}e^{-\left(\frac{x - \mu}{\sigma}\right)^2\frac{1}{2}} dx
Solo 3 valori sono costanti per questa funzione: F_X(-\infty) = 0, F_X(0) = 0.5 e F_X(+\infty) = 1
La cumulata della gaussiana Z prende il nome di \Phi(x). Per calcolare \Phi senza ricorrere a integrali, è possibile utilizzare specifiche tabelle (come questa, dal sito dell’università di Chieti) che riportano una grande quantità di valori con buona precisione.
Come già detto, è possibile ricondurre una qualsiasi distribuzione alla distribuzione Z. La cumulata di qualsiasi gaussiana è pari a \Phi(\frac{x - \mu}{\sigma}).
Valgono le seguenti uguaglianze (che si possono dedurre dalle proprietà degli integrali ma che vengono riportate comunque):
P(X \le a) = F_X(a) \\ P(a \le X \le b) = F_X(b) - F_X(a) \\ P(X \ge a) = 1 - F_X(a) \\ F_X(a) = 1 - F_X(-a) \\
E’ possibile calcolare la marginale di una combinazione di variabili gaussiane andando ad imporre quanto segue:
\frac{(Y - \mu_X)^2}{\sigma_X^2} - \frac{(Y - \mu_Y)^2}{\sigma_Y^2} = k
Densità di probabilità congiunta e trasformazioni di variabili aleatorie
Una densità di probabilità congiunta è una pdf che mappa un n-upla di elementi ad un valore reale. Valgono ancora una volta se solite proprietà:
f_{X,Y}(x, y) \ge 0 \qquad \forall (x, y) \in \mathbb{R}^2 \\ {\int \int}_{\mathbb{R}^2} f_{X,Y}(x, y) dxdy = 1 \\ E[g(X, Y)] = {\int\int}_{\mathbb{R}^2}g(x, y)F_{X,Y}(x, y) dxdy
E’ possibile calcolare le distribuzioni marginali per X e per Y:
F_X(x) = \int_{\mathbb{R}} f_{X,Y}(x, y) dy \\ F_Y(y) = \int_{\mathbb{R}} f_{X,Y}(x, y) dx
Due variabili aleatorie continue sono indipendenti (X \perp Y) se
f_{X,Y}(x, y) = f_X(x) \cdot f_Y(y) \qquad \forall (x, y) \in \mathbb{R}^2
Anche per i condizionamenti, valgono le formule sopra ma riadattate con l’integrale al posto della sommatoria:
f_{Y|X} = \frac{f_{X,Y}(x, y)}{f_X(x)} = \frac{f_{X,Y}(x, y)}{\int_\mathbb{R} f_{X,Y}(x, y) dy}
Continua a valere la regola di Bayes ma con delle caratteristiche nuove:
P_{X|Y}(x | y) = \frac{P_{Y|X}(y | x) \cdot P_X(x)}{P_Y(y)}
P_X viene detta legge a priori, P_{Y|X} viene detta legge di causa-effetto (o di verosimiglianza) e P_{X|Y} viene detta legge a posteriori.
E’ possibile combinare più variabili aleatorie in una funzione deterministica di esse: siano f_{X,Y}(x, y) la pdf combinata di X e Y e Z = g(X, Y) una funzione deterministica delle due variabili aleatorie precedenti. Vale che
E[Z] = {\int\int}_{\mathbb{R}^2} g(x, y) \cdot f_{X,Y}(x, y) dxdy
Se Y = \alpha X + \beta (quindi Y è una trasformazione lineare di X) e f_X è la pdf di X, allora
f_Y(y) = f_X\left(\frac{y - \beta}{\alpha}\right)\frac{1}{|\alpha|}
Se invece Y = g(X) con g monotona, vale che
f_Y(y) = \frac{f_X(x)}{\left| \frac{dg}{dx} (x) \right|} = \frac{f_X(g^{-1}(y))}{\left| \frac{dg}{dx} \left( g^{-1}(y) \right) \right|}
Se g non è monotona, si può dividerla in casi monotoni.
La legge della somma di due variabili indipendenti è la convoluzione delle leggi di probabilità.
Siano X e Y due variabili aleatorie indipendenti e W = X + Y. Si vuole calcolare la probabilità che W = w:
P(W = w) = P(X + Y = w) = \sum_{(x, y) : x + y = w} P_{X,Y}(x, y) = \sum_{(x, y) : x + y = w} P_X(x) \cdot P_Y(y) = \underbrace{\sum_{(x, y) : x + y = w} P_X(x) \cdot P_Y(w - x)}_{\text{Somma di convoluzione}}
Nel caso continuo, si sostituisce la sommatoria con l’integrale:
P(W = w) = \int_{-\infty}^{\infty} f_X(x) \cdot f_Y(w - x) dx
Se le due variabili X e Y sono gaussiane, si dimostra con la formula appena sopra che la pdf della loro somma è a sua volta gaussiana. In particolare se X \sim \mathcal{N}(\mu_X, \sigma_X^2) e Y \sim \mathcal{N}(\mu_Y, \sigma_Y^2) allora X + Y \sim \mathcal{N}(\mu_X + \mu_Y, \sigma_X^2 + \sigma_Y^2).
Covarianza
La covarianza descrive quanto due variabili sono correlate tra loro.
Cov[X, Y] = E[(X - E[X]) \cdot (Y - E[Y])] = E[X \cdot Y] - E[X] \cdot E[Y]
E’ utile notare che
- Cov[X, X] = Var[X]
- E[X] = 0 \lor E[Y] = 0 \implies Cov[X, Y] = E[X \cdot Y]
- X \perp Y \implies Cov[X, Y] = 0 ma non vale il contrario
Varianza della somma di variabili aleatorie qualunque
Var \left[ \sum_{i = 1}^{n} X_i \right] = \sum_{i = 1}^{n} Var[X_i] + 2 \sum_{i \lt j} Cov[X_i, X_j]
Coefficiente di correlazione lineare
Il coefficiente di correlazione lineare funziona un po’ come la varianza ma è adimensionale e normalizzato rispetto alle variabili aleatorie.
\rho[X, Y] = \frac{Cov[X, Y]}{\sigma_X, \sigma_Y} = E \left[ \frac{(X - E[X])}{\sigma_X} \cdot \frac{(Y - E[Y])}{\sigma_Y} \right]
Valgono alcune proprietà:
- -1 \le \rho[X, Y] \le 1
- |\rho[X, Y]| = 1 \iff X - E[X] = c(Y - E[Y]), \ Y = aX + b
- X \perp Y \implies \rho[X, Y] = 0
Valore atteso condizionato e varianza condizionata
Il valore atteso condizionato è identico al valore atteso ma condizionato ad una specifica realizzazione (o un insieme di esse) ma è esso stesso una variabile aleatoria in quanto funzione di altre variabili aleatorie.
Si supponga di voler calcolare il valore atteso della variabile aleatoria E[Y|X] = g(X):
E[E[Y|X]] = E[g(X)] = \int_{-\infty}^{+\infty} g(X) \cdot f_X(x) dx = \int_{-\infty}^{+\infty} E[Y | X = x] \cdot f_X(x) dx = E[Y]
Questa formula prende il nome di legge delle aspettative iterate e spesso la si ripercorre da destra verso sinistra: se Y dipende da X allora E[Y] = E[Y | X].
Per la varianza condizionata, si procede in modo simile:
Var[X | Y = y] = E[X^2 | Y = y] + E[X | Y = y]^2 \\ Z = Var[X | Y] = g(Y) = \begin{cases} Var[X | Y = y] & \text{Con pdf $F_Y(y)$} \\ \not \exists & \text{Altrimenti} \end{cases}
Var[X | Y] è a tutti gli effetti una variabile aleatoria che vale Var[X | Y = y] con pdf f_Y(y).
Per la legge della variazione totale vale che
Var[X] = E[Var[X | Y]] + Var[E[X | Y]]
In pratica, è come se il primo termine descrivesse la variabilità all’interno di ciascuna realizzazione di Y mentre il secondo, la variabilità tra le diverse realizzazioni.
Somma di un numero casuale di variabili aleatorie
Sia N una variabile aleatoria discreta e X_1, X_2, \dots, X_N variabili aleatorie continue e X la variabile aleatoria che descrive la somma delle varie X_i, allora
E[X] = E \left[ \sum_{i=1}^N X_i \right] = E\left[ E\left[ \sum_{i=1}^N X_i \middle| N \right] \right]
dove
E\left[ \sum_{i=1}^N X_i \middle | N = n \right] = E \left[ \sum_{i=1}^n X_i \middle| N = n \right] = \sum_{i=1}^n E[X_i | N = n] = \sum_{i=1}^n E[X_i] = nE[X_1]
quindi
E[X] = E[N \cdot E[X_1]] = E[N] \cdot E[X_1]
La varianza totale si calcola tramite la legge della varianza totale:
Var[X] = Var[E[X | N]] + E[Var[X | N]] = Var[N] \cdot E[X_1]^2 + E[N] \cdot Var[X_1]
Disuguaglianza di Markov e di Chebyshev
La disuguaglanza di Markov afferma che, se X \ge 0 allora E[X] \gt a \cdot P(X \ge a)\ \forall a \ge 0.
La disuguaglianza di Chebyshev (che è derivata da quella di Markov) afferma che Var[X] \ge a \cdot P((X - E[X])^2 \ge a)\ \forall a \ge 0.
Convergenza in probabilità
Sia \{A_k\} una successione di variabili aleatorie ed a un numero. Si dice che \{A_k\} converge in probabilità ad a (A_k \overset{P}{\to} a) se
\lim_{k \to \infty} P(|A_k - a| \gt \varepsilon) = 0 \qquad \forall \varepsilon \gt 0
Questo tipo di convergenza è anche detta convergenza debole in quanto non dà garanzie sulla convergenza dei momenti di A_k.
Media campionaria e legge dei grandi numeri
La media campionaria si utilizza per calcolare la media di una variabile aleatoria avendo a disposizione un numero limitato di campioni.
Siano X_1, X_2, \dots, X_n variabili aleatorie indipendenti e identicamente distribuite (quindi n campioni). La media campionaria è a sua volta una variabile aleatoria:
M_n = \frac{X_1 + X_2 + \dots + X_n}{n}
E’ possibile dimostrare che
E[M_n] = E[X] \qquad Var[M_n] = \frac{X_1}{n} \overset{n \to \infty}{\to} 0
Dato che
0 \le \lim_{n \to \infty}{P(|M_n - E[X]| \gt \varepsilon)} \le \lim_{n \to \infty} \frac{Var[M_n]}{\varepsilon^2} = \lim_{n \to \infty} \frac{Var[X_1]}{n \varepsilon^2} = 0
allora M_n \overset{P}{\to} E[M_n] = E[X]. Questo risultato viene detto legge debole dei grandi numeri (WLLN) e dice che la media campionaria converge in probabilità al proprio valore atteso.
Problema del sondaggista
Si ha una popolazione nella quale ogni persona può soddisfare o meno un evento A. Si vuole stimare la frazione f delle persone che soddisfano l’evento senza intervistare l’intera popolazione.
Sia X_i la variabile aleatoria che, per ogni persona i-esima, rappresenta con 1 il fatto che si è verificato l’evento e con 0 il fatto opposto, allora si può stimare f attraverso la media campionaria:
P_{X_i}(1) = f \quad X_i \sim \text{Bern}(f) \quad E[X_i] = f \quad Var[X_i] = f(1-f) \\\ \hat f = M_n = \frac{X_1 + X_2 + \dots + X_n}{n}
L’obiettivo è quello di cadere in un buon intervallo di accuratezza l_a con un buon livello di fiducia l_f (cioè avere un’alta probabilità di cadere in un intorno “piccolo” di f).
P(|M_n - f| \le l_a) \ge l_f
Dati l_a e l_f, è necessario trovare un modo di avere n più piccolo possibile. Per trovare n si usa la disuguaglianza di Chebyshev.
P(|M_n - f| \le l_a) \ge l_f \iff P(|M_n - f| \ge l_a) \le \frac{Var[M_n]}{l_a^2} \le \frac{1}{4nl_a^2} \le 1 - l_f
dunque basta imporre \frac{1}{4nl_a^2} \le 1 - l_f per trovare il minimo n tale per cui si raggiungono i livelli di accuratezza e fiducia desiderati.
Per diminuire n è possibile abbassare l’accuratezza (ottenendo un vantaggio quadratico) o il livello fiduciario, oppure è possibile utilizzare approssimazioni migliori rispetto a quella derivata dalla disuguaglianza di Chebyshev.
CLT - Teorema fondamentale del limite
Se Z_n è la media campionaria n variabili aleatorie X_i indipendenti e identicamente distribuite con varianza finita, allora F_{Z_n}(c) \overset{n \to \infty}{\to} \Phi(c). Questo teorema vale per qualsiasi distribuzione di probabilità delle X_i.
E’ possibile applicare il CLT al problema del songaggista, ottenendo che la condizione da imporre per ottenere n è
2 \left( 1 - \Phi\left(l_a \sqrt{4n}\right) \right) \le 1 - l_f
E’ anche possibile utilizzare questo teorema per approssimare il valore di una binomiale i cui fattoriali sono troppo grandi per essere calcolati utilizzando metodi classici: sia S_n \sim \text{Bin}(n, p) allora
\frac{S_n - E[S_n]}{\sqrt{Var[S_n]}} = \frac{S_n - np}{\sqrt{np(1-p)}} \overset{n \to \infty}{\to} Z
Con quanto appena visto si possono facilmente calcolare probabilità della forma P(S_n \lesseqgtr s). Per l’uguaglianza si considera P(s - 0.5 \le S_n \le s + 0.5).
Processi di Bernoulli
Un processo di Bernoulli BP(p) può essere considerato come una serie di slot ordinati, nei quali un evento ha sempre la stessa probabilità p di accadere.
Il numero S di successi in n slot è distribuito come una \text{Bin}(n, p).
I tempi di interarrivo T_i sono distribuiti come una \text{Geom}(p).
Il tempo Y_k al k-esimo arrivo è distribuito come una \text{Pascal-}k(p).
Lo splitting di un BP(p) che avviene con probabilità q genera un BP(pq).
Il merging di BP(p) con BP(q) genera un BP(p + q - pq).
Processi di Poisson
I processi di Poisson sono l’equivalente tempo-continuo dei processi di Bernoulli: gli eventi possono accadere in un qualsiasi istante. Un processo di Poisson non è descritto dalla probabilità che un evento accada ma da quanti eventi accasono in media per unità di tempo.
I processi di Poisson si indicano con PP(\lambda).
Il numero di eventi N_{[a, b]} in un intervallo di tempo di durata \tau = b - a è distribuito come \text{Poisson}(\lambda \tau). Logicamente, l’intervallo di tempo deve essere espresso nella stessa unità di misura utilizzata nel denominatore di \lambda.
I tempi di interarrivo T_i sono distribuiti come \text{Exp}(\lambda).
Il tempo Y_k al k-esimo arrivo è distribuito come \text{Erlang-}k(\lambda).
Lo splitting di un PP(\lambda) che avviene con probabilità \delta genera un PP(\lambda \delta).
Il merging di PP(\lambda) con PP(\delta) genera un PP(\lambda + \delta).
Stimatori
Si ha una variabile aleatoria \theta, misurata con uno strumento di misura impreciso, che legge il valore X.
Come stimare il valore reale di \theta conoscendo il valore di X? Per la formula di Bayes vale che (ed è analogo per le variabili aleatorie discrete)
f_{\theta|X}(\theta, x) = \frac{f_{X|\theta}(x|\theta) f_\theta(\theta)}{f_X(x)}
Stimatore MAP
Lo stimatore MAP consiste nel selezionare il \theta con maggior probabilità:
\hat \theta_{\text{MAP}}(x) = \underset{\theta}{\argmax} (f_{\theta|X}(\theta|x))
Lo stimatore MAP massimizza la probabilità a posteriori, cioè prende la \theta con maggior probabilità di essere quella vera dopo aver effettuato la lettura.
Stimatore LMS
Lo stimatore LMS tende a minimizzare l’errore quadratico medio.
Siano c = \hat \theta_{\text{LMS}}(X) e h(c) = E[(\theta - c)^2]. L’obiettivo è minimizzare l’errore quadratico medio h(c), trovando il valore di c tale per cui
\frac{d}{dc} h(c) = 0
ovvero
\hat \theta_{\text{LMS}}(X) = c = E[\theta]
L’errore quadratico medio corrispondente è Var[\theta]. Questo stimatore è quello che ha il minimo errore quadratico medio.
Sia \tilde \theta = \hat \theta_{\text{LMS}} - \theta, E[\tilde \theta | X = x] = 0 \implies [\tilde \theta] = 0 \implies E[\hat \theta_{\text(LMS)}] = E[\theta], E[\tilde \theta \cdot h(X)] = 0, Cov[\tilde \theta, \hat \theta_{\text{LMS}}] = 0.
Stimatore LIN
Lo stimatore LIN consente di trovare una correlazione lineare tra il valore stimato di \theta ed X:
\hat \theta_{\text{LIN}}(X) = E[\theta] + \frac{Cov[X, \theta]}{Var[X]}(X - E[X])
da cui deriva che la standardizzazione di \hat \theta_{\text{LIN}} è proporzionale alla standardizzazione di x
\frac{\hat \theta_\text{LIN}(X) - E[\theta]}{\sigma_\theta} = \rho[X, \theta] \frac{X - E[X]}{\sigma_X}
In questo caso, l’errore quadratico medio associato è pari a E\left[(\theta - \hat \theta_\text{LIN}(X))^2\right] = (1 - \rho[X, \theta]^2) Var[\theta] da cui segue che se \rho[X, \theta] = 0 allora l’errore è pari a Var[\theta] mentre se \rho[X, \theta] = \pm 1 allora l’errore quadratico medio è pari a 0.
Errore di stima
In generale, per controllare la bontà di una stima, esistono alcune metodologie:
- Si controlla qual è la probabilità di cadere in un intervallo fiduciario, similmente a quanto visto per il problema del sondaggista
- Si calcolano l’errore quadratico medio e l’errore relativo di stima e lo si impone minore dell’errore target: MSE_n = E\left[ (M_n - E[M_n])^2 \right] = \frac{E[M_n](1 - E[M_n])}{n} \\ \sqrt{\frac{MSE_n}{E[M_n]^2}} = \sqrt{\frac{1 - E[M_n]}{E[M_n]}\frac{1}{n}} \lt \varepsilon
Generatori di Variabili aleatorie
Generatori di variabili aleatorie uniformi
E’ possibile generare numeri X \sim \text{U}[0, 1] generando una sequenza di bit e interpretandoli come parte a destra della virgola in un numero in base 2.
Per distribuzioni \text{U}[a, b], si generano bit come visto appena sopra e si calcola a + X(b - a).
Se non si ha a disposizione un generatore discreto per generare i bit (o per qualsiasi altro scopo che richieda un generatore discreto), è possibile utilizzare un generatore continuo e dividere i possibili valori in classi, in modo che ogni classe abbia la stessa probabilità di essere estratta ed assegnare ad ogni classe un valore discreto.
E’ possibile generalizzare la generazione di campioni di qualsiasi funzione deterministica di una variabile aleatoria uniforme tramite il metodo della cumulata inversa: sia U \sim \text{U}[0, 1] e X = g(U), allora
F_X(x) = g^{-1}(x) \implies g(u) = F_X^{-1}(u)
L’efficienza dell’algoritmo è del 100% ma vi è difficoltà nel trattare variabili aleatorie congiunte.
Metodo acceptance-rejection
Sia f_X la pdf della distribuzione da generare e m un valore tale per cui m \ge \underset{x}{\max} f_X(x). Si generino dei punti distribuiti uniformemente nel rettangolo [a, b] \times [0, m] dove [a, b] è l’intervallo dove la f_X è non-nulla. Per ciascuno di questi punti generati, si tengono solo quelli che cadono sotto la f_X. Le ascisse dei punti mantenuti, sono distribuite come f_X.
Per avere un efficienza massima, si vuole avere m minimo possibile.
Generazione distribuzioni gaussiane a partire da un’uniforme e da una esponenziale
Per generare una gaussiana semplicemente, è possibile scomporla in segno e modulo, per poi generare ciascuna parte indipendentemente: Z = S \cdot |Z|.
Per generare S:
- Genero U \sim [0, 1].
- Se U \lt \frac{1}{2} pongo S = -1, altrimenti S = +1.
Per generare |Z|:
- Genero Y \sim \text{Exp}(1) e U' \sim \text{U}[0, 1] con Y \perp U.
- Se U' \cdot m \cdot f_Y(Y) \le f_{|Z|}(Y) (cioè se U' \le \frac{f_{|Z|}(Y)}{mf_{Y}(Y)} = \exp\left(-\frac{(Y-1)^2}{2}\right)) allora accetto e pongo |Z| = Y, altrimenti torno al punto 1.
L’efficienza di questo metodo è sempre pari a \left(\sqrt{\frac{2e}{\pi}}\right)^{-1} \simeq 76\%
Generazione di un vettore di gaussiane
Sia \underline X = (\underline X_1, \underline X_2, \dots, \underline X_n) un vettore di variabili aleatorie gaussiane a con media \underline \mu = E[X].
Si indica con \Sigma la matrice delle covarianze:
\Sigma = \left[Cov[X_i, X_j]\right]_{i, j} = E[(\underline X - \underline \mu)(\underline X - \underline \mu)^T]
Per generare un X, si comincia generando un vettore \underline Z = (\underline Z_1, \underline Z_2 \dots, \underline Z_n) con Z_i \sim \mathcal{N}(0, 1). E’ evidente che \underline X = A \cdot \underline Z + \underline b.
Per imporre il \underline \mu desiderato, si pone \underline b = \underline \mu, mentre per imporre la covarianza tra elementi desiderata, si pone Cov[\underline X, \underline X] = A \cdot A^T = \Sigma da cui A = \text{Cholesky}(\Sigma).
Simulazione Montecarlo
Il metodo Montecarlo serve per stimare il valore atteso di una funzione g(X) di una variabile aleatoria X.
Prima di tutto si generano X_i con i = 1, 2, \dots, n in maniera indipendente, poi si calcola
\hat G_n = \frac{1}{n} \sum_{i = 1}^n g(X_i)
Risulta che \hat G_n è il valore stimato di E[g(X)].
La varianza dell’errore di stima si calcola in maniera identica ai precedenti (anche qui E[\hat G_n] = E[X]):
E \left[ \left( \frac{1}{n} \sum_{i = 1}^n X_i - E[X] \right)^2 \right] = Var\left[\hat G_n\right] = Var \left[ \frac{1}{n} \sum_{i = 1}^n X_i \right] \\ \frac{\sqrt{Var \left[ \frac{1}{n} \sum\limits_{i = 1}^n X_i \right]}}{E[X]} = \frac{1}{\sqrt{n}} \sqrt{\frac{1 - E[X]}{E[X]}}
Importance sampling
Utile quando si vuole campionare un evento A raro: in pratica si va a trovare un esperimento equivalente nel quale A è molto più probabile che accada e poi si riscala adegauatamente la probabilità stimata.
P(A) = E\left[\mathbf{1}(X \in A) \right] = \int_{-\infty}^{+\infty} \mathbf{1}(x \in A) f_X(x) \, dx = \int_{-\infty}^{+\infty} \mathbf{1}(x \in A) \frac{f_X(x)}{f_Y(x)} f_Y(x) \, dx = E \left[ \mathbf{1}(Y \in A) \underbrace{\frac{f_X(Y)}{f_Y(Y)}}_{\text{Importance weight}} \right]
La descrizione dell’algoritmo è la seguente: prima di tutto si generano Y_i iid, poi si calcola
\hat P_X(A) = \frac{1}{n} \sum_{i = 1}^n \mathbf{1}(Y_i \in A) \frac{f_X(Y_i)}{f_Y(Y_i)}
Logicamente, si deve scegliere f_Y in modo tale da avere P_Y(A) \gg P_X(A).
La varianza dell’errore di stima è
\frac{1}{n} \left\{ E \left[ \mathbf{1}(X \in A) \frac{f_X(X)}{f_Y(X)} \right] - P_X(A)^2 \right\}
che diventa 0 se scelgo
f_Y(x) = \frac{\mathbf{1}(x \in A) f_X(x)}{P_X(A)}
Dunque, per avere una stima precisa, devo scegliere un f_Y il più vicino possibile a quello appena visto.
Calcolo di integrali
Si vuole calcolare il seguente integrale:
I = \int_a^b f(x) dx
L’algoritmo è il seguente:
- Si estraggono X_1, X_2, \dots, X_n \sim \text{U}[a, b] iid.
- Si calcola \hat I_n = \frac{1}{n} \sum\limits_{i=1}^n f(X_i)
Entropia e information theory
L’autoinformazione di un evento A è la funzione i(A) = \log \frac{1}{P(A)}. A seconda della base del logaritmo, cambia l’unità di misura:
| Base | Unità |
|---|---|
| e | [nat] natural |
| 2 | [bit] |
| 10 | [hartley] |
Sia X una variabile aleatoria, allora
i(X = x) = i(x) = \log_2 \frac{1}{P_X(x)}
ed è definita la funzione entropia:
H(X) = E[i(X)] = \sum_{j=1}^n \left[P_X(X_j) \cdot \log_2 \frac{1}{P_X(X_j)}\right]
L’entropia è il numero medio di bit di informazione che ci si può aspettare da una singola esecuzione dell’esperimento aleatorio.
Per convenzione 0 \cdot \log_2 \frac{1}{0} = 0. Non esistono variabili aleatorie con entropia negativa.
Un codice è detto prefix-free se ogni codeword non è prefisso di un’altra codeword. Per la disuguaglianza di Kraft-McMillain, esiste un codebook prefix-free formato da codeword di lunghezza l_j se e solo se \sum\limits_{j = 1}^{m} 2^{-l_j} \le 1.
Sia L la lunghezza di una codeword, allora vale che
E[L] = \sum_{j=1}^{m} l_j P_X(x_j) \ge H(X)
Disuguaglianza di Jensen
La disuguaglianza di Jensen afferma che: siano \lambda_1, \lambda_2, \dots, \lambda_n tali per cui \sum \lambda_i = 1 e \lambda_i \ge 0 \forall i, allora
\sum_{i = 1}^n \lambda_i \log x_i \le \log \left[ \sum_{i=1}^n \lambda_i x_i \right]
da cui segue che
\begin{cases} E[f(Y)] \le f(E[Y]) & \forall f \text{ concava} \\ E[f(Y)] \ge f(E[Y]) & \forall f \text{ convessa} \end{cases}
Tabella riassuntiva distribuzioni variabili aleatorie
| Distribuzione | Costruttore | Valore atteso | Varianza |
|---|---|---|---|
| Geometrica | \text{Geom}(p) | \frac{1}{p} | \frac{1-p}{p^2} |
| Binomiale | \text{Bin}(n,p) | n \cdot p | n \cdot p \cdot (1-p) |
| Bernoulli | \text{Bern}(p) | p | p \cdot (1-p) |
| Uniforme | \text{U}(a,b) | \frac{a+b}{2} | \frac{(b-a)^2}{12} |
| Gaussiana | \mathcal{N}(\mu, \sigma^2) | \mu | \sigma^2 |
| Esponenziale | \text{Exp}(\lambda) | \frac{1}{\lambda} | \frac{1}{\lambda^2} |
| Poisson | \text{Pois}(\lambda) | \lambda | \lambda |
| Erlang-k | \text{Erlang-}k(\lambda) | \frac{k}{\lambda} | \frac{k}{\lambda^2} |
| Laplace | \text{Laplace}(\lambda) | 0 | \frac{2}{\lambda^2} |
| Pascal-k | \text{Pascal-}k(p) | k\frac{1-p}{p} | n\frac{1-p}{p^2} |
La pdf delle distribuzioni geometriche e binomiali sono già state riportate qui.
Distribuzione bernoulliana
p_X(x) = \begin{cases} p & x = 1 \\ 1 - p & x = 0 \end{cases}
Distribuzione uniforme
f_X(x) = \begin{cases} \frac{1}{b - a} & a \gt x \gt b \\ 0 & \text{Altrimenti} \end{cases}
Distribuzione gaussiana
f_X(x) = \frac{1}{\sqrt{2 \pi} \sigma} e^{-\left(\frac{x - \mu}{\sigma}\right)^2\frac{1}{2}}
F_X(x) = \Phi \left( \frac{x - \mu}{\sigma} \right)
Distribuzione esponenziale
f_X(x) = \begin{cases} \lambda e^{-\lambda x} & x \gt 0 \\ 0 & \text{Altrimenti} \end{cases} \\ F_X(x) = \begin{cases} 1 - e^{-\lambda x} & x \gt 0 \\ 0 & \text{Altrimenti} \end{cases}
Distribuzione laplaciana
f_X(x) = \frac{\lambda}{2} e^{-\lambda |x|} \\ F_X(x) = \frac{\lambda}{2} \left( \frac{-e^{\lambda x \text{sgn}(x)}}{\lambda \text{sgn}(x)} + \frac{\text{sgn}(x)}{\lambda} \right)
Distribuzione di Poisson
f_X(x) = \frac{\lambda^n}{n!} e^{-\lambda}\\ F_X(x) = e^{-\lambda} \sum\limits_{j=0}^{\lfloor n \rfloor}{\frac{\lambda^j}{j!}}\\
Distribuzione di Erlang-k
f_X(x) = \begin{cases} \frac{(\lambda x)^{k-1}}{(k-1)!} e^{-\lambda x} \lambda & x\ge 0,k>1\\ 0 & \text{Altrimenti} \end{cases}\\ F_X(x) = \begin{cases} 1-\sum\limits_{n=0}^{k-1}{\frac{1}{n!} e^{-\lambda x} (\lambda x)^n} & t\ge 0,k>1\\ 0 & \text{Altrimenti} \end{cases}\\
Qualcosa che può servire
Sappiamo come comportarci con i processi di Poisson , se dobbiamo calcolare la probabilità che K arrivi avvengano in un intervallo [0,T] facciamo riferimento alla ddp e siamo apposto.
Ma cosa succederebbe se la T fosse una variabile aleatoria? La legge degli arrivi smetterebbe di essere di tipo Poisson, a quale legge dobbiamo fare riferimento quindi? E soprattutto come la ricaviamo?
METODO CLASSICO: Questo procedimento fa uso della possibilità di discretizzare un processo di Poisson per poter ricavare informazioni utili sull’ordine e la probabilità di determinate combinazioni di “arrivi”.
La situazione è la seguente: P \sim Poisson( \lambda) T \sim Exp(v)
In questo caso la varibile aleatoria esponenziale è un caso conveniente che può essere interpretato come il tempo ad un singolo arrivo di un altro processo di Poisson con parametro v. Procediamo quindi ad effettuare un Merge dei due processi da ciò otteniamo il processo: M \sim Poisson(v+\lambda) Una volta fatto ciò procediamo a discretizzare la situazione corrente:
Sappiamo che in un certo intervallo t \sim Exp(v) avverrà un evento del processo 1 ( quello di parametro v) mentre avverranno un certo quantitativo di eventi del processo 2 (quello di parametro \lambda) , sappiamo che quando dobbiamo dicretizzare un processo di Poisson che abbiamo creato attraverso un merge, dobbiamo considerare la probabilità che l’evento sia un arrivo di tipo 1 o di tipo 2 come il parametro del processo in questione sul parametro del processo Merge:
P(Evento_1)=\left( \frac{v}{v+ \lambda} \right) P(Evento_2)=\left( \frac{\lambda}{v+ \lambda}\right)
A questo punto ci possiamo calcolare la probabilità che L-esimo arrivo sia di tipo 1 , usando la distribuzione geometrica:
P(L=l)=\left( \frac{v}{v+ \lambda} \right) *\left( \frac{\lambda}{v+ \lambda}\right)^{l-1}
Noi siamo però interessati alla probabilità che l’ultimo evento sia di tipo 1 ma agli L-1 (che chiameremo k )arrivi precendenti, quindi possiamo riformulare il problema in questo modo:
P(K=k)=P(L-1=K)=P(L=k+1)=\left( \frac{v}{v+ \lambda} \right) *\left( \frac{\lambda}{v+ \lambda}\right)^{k}
Questa è la soluzione che cercavamo, potete notare però come questo metodo funzioni soltanto perché la v.a. che controllava l’intervallo di tempo era esponenziale e perciò era possibile simulare un processo di Poisson usando essa come distribuzione del tempo di un arrivo di tale processo, ma se la variabile aleatoria non fosse stata esponenziale? E se fosse stata per esempio Gaussiana? A quel punto questo metodo vi verrà poco in aiuto se non conoscete i processi Gaussiani che non sono però argomento di questa materia.
Qui vi farò vedere un metodo più generale , universale diciamo.
La situazione è la stessa di prima: P \sim Poisson( \lambda) T \sim Exp(v)
Devo trovare la ddp degli arrivi nell’intervallo [0,T] Dal teorema delle probabilità totali applicato a v.a. continue sappiamo che:
f_X(y)=\int_{-\infty}^\infty f_{X|Y}(x|y) f_Y(y) dy
Quindi per trovare la legge dei k arrivi in t tempo scriveremo:
f_P(p)=\int_{0}^\infty \frac{(\lambda t)^k}{k!} e^{-\lambda t} *ve^{-vt}dt
Facile no? Provate a risolverlo.
Se pensate di non riuscire a risolverlo , tranquilli, significa semplicemente che siete ancora sani di mente.
NESSUN QUANTITATIVO DI APPLICAZIONI DEL METODO DI INTEGRAZIONE PER PARTI O SOSTITUZIONE VI PERMETTERÁ DI RISOLVERE QUESTO INTEGRALE
Riscriviamo meglio questo orrore : tiriamo fuori le costanti:
f_P(p)=C *\int_{0}^\infty t^k e^{-(\lambda+v) t} dt
La situzione non sembra essere molto migliorata , ma la struttura di questo integrale ci permette di ricondurci ad una funzione molto particolare:
Introduciamo la funzione $ (K) $
La funzione \Gamma(K) è particolarmente utile : * è una funzione ricorsiva: $ K* (K) =(K+1)$. * la sua applicazione è immediata una volta individuata.
La sua struttura è la seguente:
\Gamma(K)=\int_{0}^\infty t^{K-1}*e^{-t} dt
OK, AND? A cosa ci serve questa informazione? Abbiamo semplicemente dato un nome al nostro problema , l’equivalente di dare un nome al proprio mal di pancia.
Se non fosse che la funzione \Gamma(K) è spesso nota con un altra struttura, questa: \Gamma(K)=(K-1)!
con un pò di ritocco tramite sostituzione di $(+v)t=u $ il nostro integrale diventa:
f_P(p)=C *\frac{1}{(\lambda+v)^{k+1}}*\int_{0}^\infty u^k e^{-u} du
che è quindi:
f_P(p)=C *\frac{1}{(\lambda+v)^{k+1}}*\Gamma(k+1) f_P(p)=C *\frac{1}{(\lambda+v)^{k+1}}*k!
Sostituiamo la C con il suo valore originale: f_P(p)= \frac{(\lambda )^k}{k!}*v*\frac{1}{(\lambda+v)^{k+1}}*k! Semplifichiamo il tutto: f_P(p)= \left( \frac{v}{\lambda+v}\right) \left( \frac{\lambda}{\lambda+v}\right)^k
Questa è la legge degli arrivi che stavamo cercando. Non abbiamo discretizzato né fatto nessun ragionamento sui processi , ma risolto un “semplice” integrale.