Baixe o app para aproveitar ainda mais
Prévia do material em texto
BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 1/14 1. 𝑓(𝑥) = { 𝑐(1 − 𝑥 2) 0 𝑠𝑒 − 1 < 𝑥 < 1 𝑐𝑎𝑠𝑜 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟á𝑟𝑖𝑜 a) ∫ 𝑓(𝑥)𝑑𝑥 ∞ −∞ = 1 ⇒ ∫ 𝑓(𝑥)𝑑𝑥 −1 −∞ + ∫𝑓(𝑥)𝑑𝑥 1 −1 +∫ 𝑓(𝑥)𝑑𝑥 ∞ 1 = 1 ⇒ 0 + ∫𝑐(1 − 𝑥2)𝑑𝑥 1 −1 +∫ 0𝑑𝑥 ∞ 1 = 1 ⇒ 𝑐( ∫𝑑𝑥 1 −1 − ∫𝑥2𝑑𝑥 1 −1 ) = 1 ⇒ 𝑐 (𝑥 − 𝑥3 3 ) 1 −1 = 1 ⇒ 𝑐 [(1 − 13 3 ) − ((−1) − (−1)3 3 )] = 1 ⇒ 𝑐 [ 2 3 − (− 2 3 )] = 1 ⇒ 𝑐 = 3 4 b) 𝐹(𝑥) = 𝑃{𝑋 ∈ (−∞, 𝑥]} = ∫𝑓(𝑥)𝑑𝑥 𝑥 −∞ ⇒ 𝐹(𝑥) = ∫ 𝑓(𝑥)𝑑𝑥 −1 −∞ + ∫𝑓(𝑥)𝑑𝑥 𝑥 −1 ⇒ 𝐹(𝑥) = 0 + ∫ 3 4 (1 − 𝑥2 )𝑑𝑥 𝑥 −1 ⇒ 𝐹(𝑥) = 3 4 (𝑥 − 𝑥3 3 ) 𝑥 −1 ⇒ 𝐹(𝑥) = 3 4 [(𝑥 − 𝑥3 3 ) − ((−1) − (−1)3 3 )] , −1 < 𝑥 < 1 ⇒ 𝐹(𝑥) = 3 4 [(𝑥 − 𝑥3 3 ) + 2 3 ] , −1 < 𝑥 < 1 ⇒ 𝐹(𝑥) = −𝑥3 + 3𝑥 + 2 4 , −1 < 𝑥 < 1 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 2/14 2. ℙ(𝑋 ≥ 5) = ∫ 𝑓(𝑥)𝑑𝑥 ∞ 5 ⇒ ℙ(𝑋 ≥ 5) = ∫ 𝐶𝑥𝑒−𝑥/2𝑑𝑥 ∞ 5 ∫ 𝑓(𝑥) ∞ −∞ = 1 ⇒ ∫𝑓(𝑥) 0 −∞ +∫ 𝑓(𝑥) ∞ 0 = 1 ⇒ 0+ ∫ 𝐶𝑥𝑒−𝑥/2𝑑𝑥 ∞ 0 = 1 𝑢 = 𝑥 ⇒ 𝑑𝑢 = 𝑑𝑥 𝑑𝑣 = 𝑒−𝑥/2𝑑𝑥 ⇒ 𝑣 = −2𝑒−𝑥/2 ∫ 𝑢𝑑𝑣 = 𝑢𝑣 | ∞ 0 −∫ 𝑣𝑑𝑢 ∞ 0 ∞ 0 ⇒ 𝐶 [−2𝑥𝑒−𝑥/2 | ∞ 0 −∫(−2𝑒−𝑥/2)𝑑𝑥 ∞ 0 ] = 1 ⇒ 𝐶(−2𝑥𝑒−𝑥/2 − 4𝑒−𝑥/2) ∞ 0 = 1 ⇒ −2𝐶 [( lim 𝑥→∞ 𝑥𝑒−𝑥/2 − 0𝑒−0/2) + 2 ( lim 𝑥→∞ 𝑒−𝑥/2 − 𝑒−0/2)] = 1 ⇒ −2𝐶 [( lim 𝑥→∞ 𝑥 𝑒𝑥/2 − 0) + 2(0 − 1)] = 1 ⇒ −2𝐶 [ lim 𝑥→∞ 𝑑𝑥/𝑑𝑥 𝑑(𝑒𝑥/2)/𝑑𝑥 − 2] = 1 ⇒ −2𝐶 ( lim 𝑥→∞ 1 2𝑒𝑥/2 − 2) = 1 ⇒ −2𝐶(0 − 2) = 1 ⇒ 𝐶 = 1 4 ⇒ ℙ(𝑋 ≥ 5) = 1 4 ∫ 𝑥𝑒−𝑥/2𝑑𝑥 ∞ 5 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 3/14 ⇒ ℙ(𝑋 ≥ 5) = 1 4 (−2𝑥𝑒−𝑥/2 − 4𝑒−𝑥/2) ∞ 5 ⇒ ℙ(𝑋 ≥ 5) = − 2 4 [( lim 𝑥→∞ 𝑥𝑒−𝑥/2 − 5𝑒−5/2) + 2 ( lim 𝑥→∞ 𝑒−𝑥/2 − 𝑒−5/2)] ⇒ ℙ(𝑋 ≥ 5) = − 1 2 [(0 − 5𝑒−5/2) + 2(0 − 𝑒−5/2)] ⇒ ℙ(𝑋 ≥ 5) = 7 2 𝑒−5/2 3. 𝑓(𝑥) = { 𝐶 (2𝑥 − 𝑥3) 0 𝑠𝑒 0 < 𝑥 < 5/2 𝑐𝑎𝑠𝑜 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟á𝑟𝑖𝑜 𝑆𝑒 𝑜𝑏𝑠𝑒𝑟𝑣𝑎𝑟𝑚𝑜𝑠 𝑎𝑠 𝑟𝑎í𝑧𝑒𝑠 𝑑𝑒 𝑓(𝑥): 𝐶(2𝑥 − 𝑥3) = 0 ⇒ 𝑥 = {−√2, 0, √2} 𝑝𝑜𝑑𝑒𝑚𝑜𝑠 𝑝𝑒𝑟𝑐𝑒𝑏𝑒𝑟 𝑞𝑢𝑒 𝑞𝑢𝑎𝑛𝑑𝑜 lim 𝑥→∞ 𝑓(𝑥) → −∞, 𝑙𝑜𝑔𝑜 𝑓(𝑥) é 𝑝𝑜𝑠𝑖𝑡𝑖𝑣𝑜 𝑒𝑚 0 < 𝑥 < √2 𝑒 𝑛𝑒𝑔𝑎𝑡𝑖𝑣𝑜 𝑒𝑚 𝑥 > √2. 𝐶𝑜𝑚𝑜 𝑢𝑚𝑎 𝑓𝑢𝑛çã𝑜 𝑑𝑒𝑛𝑠𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑑𝑒 𝑝𝑟𝑜𝑏𝑎𝑏𝑖𝑙𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑑𝑒𝑣𝑒 𝑡𝑒𝑟 𝑣𝑎𝑙𝑜𝑟𝑒𝑠 𝑝𝑜𝑠𝑖𝑡𝑖𝑣𝑜𝑠, 𝑓(𝑥) 𝑛ã𝑜 𝑝𝑜𝑑𝑒 𝑠𝑒𝑟 𝑢𝑚𝑎 𝑓𝑢𝑛çã𝑜 𝑑𝑒𝑛𝑠𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑑𝑒 𝑝𝑟𝑜𝑏𝑎𝑏𝑖𝑙𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑝𝑜𝑖𝑠 𝑝𝑜𝑠𝑠𝑢𝑖 𝑣𝑎𝑙𝑜𝑟 𝑛𝑒𝑔𝑎𝑡𝑖𝑣𝑜 𝑒𝑚 √2 < 𝑥 < 5/2. _________________________________________________________________________ BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 4/14 𝑂 𝑚𝑒𝑠𝑚𝑜 𝑣𝑎𝑙𝑒 𝑝𝑎𝑟𝑎 𝑓(𝑥) = { 𝐶 (2𝑥 − 𝑥2) 0 𝑠𝑒 0 < 𝑥 < 5/2 𝑐𝑎𝑠𝑜 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟á𝑟𝑖𝑜 𝑆𝑒 𝑜𝑏𝑠𝑒𝑟𝑣𝑎𝑟𝑚𝑜𝑠 𝑎𝑠 𝑟𝑎í𝑧𝑒𝑠 𝑑𝑒 𝑓(𝑥): 𝐶(2𝑥 − 𝑥2) = 0 ⇒ 𝑥 = {0, 2} 𝑝𝑜𝑑𝑒𝑚𝑜𝑠 𝑝𝑒𝑟𝑐𝑒𝑏𝑒𝑟 𝑞𝑢𝑒 𝑞𝑢𝑎𝑛𝑑𝑜 lim 𝑥→∞ 𝑓(𝑥) → −∞, 𝑙𝑜𝑔𝑜 𝑓(𝑥) é 𝑝𝑜𝑠𝑖𝑡𝑖𝑣𝑜 𝑒𝑚 0 < 𝑥 < 2 𝑒 𝑛𝑒𝑔𝑎𝑡𝑖𝑣𝑜 𝑒𝑚 𝑥 > 2. 𝐶𝑜𝑚𝑜 𝑢𝑚𝑎 𝑓𝑢𝑛çã𝑜 𝑑𝑒𝑛𝑠𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑑𝑒 𝑝𝑟𝑜𝑏𝑎𝑏𝑖𝑙𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑑𝑒𝑣𝑒 𝑡𝑒𝑟 𝑣𝑎𝑙𝑜𝑟𝑒𝑠 𝑝𝑜𝑠𝑖𝑡𝑖𝑣𝑜𝑠, 𝑓(𝑥) 𝑛ã𝑜 𝑝𝑜𝑑𝑒 𝑠𝑒𝑟 𝑢𝑚𝑎 𝑓𝑢𝑛çã𝑜 𝑑𝑒𝑛𝑠𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑑𝑒 𝑝𝑟𝑜𝑏𝑎𝑏𝑖𝑙𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑝𝑜𝑖𝑠 𝑝𝑜𝑠𝑠𝑢𝑖 𝑣𝑎𝑙𝑜𝑟 𝑛𝑒𝑔𝑎𝑡𝑖𝑣𝑜 𝑒𝑚 2 < 𝑥 < 5/2. 4. 𝑓(𝑥) = { 10/𝑥 2 0 𝑠𝑒 𝑥 > 0 𝑠𝑒 𝑥 ≤ 0 a) 𝑃(𝑋 > 20) = ∫ 𝑓(𝑥)𝑑𝑥 ∞ 20 ⇒ 𝑃(𝑋 > 20) = ∫ 10 𝑥2 𝑑𝑥 ∞ 20 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 5/14 ⇒ 𝑃(𝑋 > 20) = − 10 𝑥 | ∞ 20 ⇒ 𝑃(𝑋 > 20) = − lim 𝑥→∞ 10 𝑥 + 10 20 ⇒ 𝑃(𝑋 > 20) = 0,5 b) 𝐹(𝑥) = 𝑃(𝑋 ≤ 𝑥) 𝐹(𝑥) = 𝑃{𝑋 ∈ (−∞, 𝑥]} = ∫𝑓(𝑥)𝑑𝑥 𝑥 −∞ 𝑆𝑎𝑏𝑒𝑚𝑜𝑠 𝑞𝑢𝑒: 𝑃{𝑋 ∈ (−∞,∞)} = ∫ 𝑓(𝑥)𝑑𝑥 ∞ −∞ = 1 ⇒ ∫𝑓(𝑥)𝑑𝑥 0 −∞ +∫ 𝑓(𝑥)𝑑𝑥 ∞ 𝑎 = 1 ⇒ 0 + ∫ 10 𝑥2 𝑑𝑥 ∞ 𝑎 = 1 ⇒ − 10 𝑥 | ∞ 𝑎 = 1 ⇒ − lim 𝑥→∞ 10 𝑥 + 10 𝑎 = 1 ⇒ 𝑎 = 10 ∴ 𝐹(𝑥) = ∫ 10 𝑥2 𝑑𝑥 𝑥 10 c) 𝐸: {𝑝𝑒𝑙𝑜 𝑚𝑒𝑛𝑜𝑠 3 𝑑𝑒 6 𝑓𝑢𝑛𝑐𝑖𝑜𝑛𝑒𝑚 𝑝𝑜𝑟 𝑝𝑒𝑙𝑜 𝑚𝑒𝑛𝑜𝑠 15 ℎ𝑜𝑟𝑎𝑠} 𝑃𝑜𝑑𝑒𝑚𝑜𝑠 𝑡𝑟𝑎𝑡𝑎𝑟 𝑎 𝑣𝑎𝑟𝑖á𝑣𝑒𝑙 𝑎𝑙𝑒𝑎𝑡ó𝑟𝑖𝑎 𝑑𝑒 𝑓𝑢𝑛𝑐𝑖𝑜𝑛𝑎𝑚𝑒𝑛𝑡𝑜 𝑐𝑜𝑚𝑜 𝑔𝑒𝑜𝑚é𝑡𝑟𝑖𝑐𝑎: ℙ(𝐸) =∑( 6 𝑖 ) [𝑃(𝑋 ≥ 15)]𝑖[𝑃(𝑋 < 15)]6−𝑖 6 𝑖=3 ⇒ ℙ(𝐸) =∑( 6 𝑖 )( 2 3 ) 𝑖 ( 1 3 ) 6−𝑖6 𝑖=3 ⇒ ℙ(𝐸) = ( 6 3 ) ( 2 3 ) 3 ( 1 3 ) 3 + ( 6 4 ) ( 2 3 ) 4 ( 1 3 ) 2 + ( 6 5 ) ( 2 3 ) 5 ( 1 3 ) + ( 6 6 ) ( 2 3 ) 6 ⇒ ℙ(𝐸) = 656 729 ≈ 90% BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 6/14 5. 𝑓(𝑥) = { 5 (1 − 𝑥)4 0 𝑠𝑒 0 < 𝑥 < 1 𝑐𝑎𝑠𝑜 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟á𝑟𝑖𝑜 𝐹(𝑥) = ∫𝑓(𝑥)𝑑𝑥 𝑐 0 = 1 − 0,01 ⇒ ∫5(1 − 𝑥)4𝑑𝑥 𝑐 0 = 0,99 ⇒ − 5(1 − 𝑥)5 5 | 𝑐 0 = 0,99 ⇒ (1 − 𝑐)5 − 1 = −0,99 ⇒ 𝑐 = 1 − √0,01 5 ⇒ 𝑐 ≈ 0,602 6. a) 𝑓(𝑥) = { 1 4 𝑥𝑒−𝑥/2 0 𝑠𝑒 𝑥 > 0 𝑐𝑎𝑠𝑜 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟á𝑟𝑖𝑜 𝐸[𝑋] = ∫ 𝑥𝑓(𝑥)𝑑𝑥 ∞ −∞ ⇒ 𝐸[𝑋] = 1 4 ∫ 𝑥2𝑒−𝑥/2𝑑𝑥 ∞ 0 ⇒ 𝐸[𝑋] = 1 4 (−2𝑥2𝑒−𝑥/2 | ∞ 0 + 4∫ 𝑥𝑒−𝑥/2𝑑𝑥 ∞ 0 ) ⇒ 𝐸[𝑋] = 1 2 [−𝑥2𝑒−𝑥/2 | ∞ 0 + 2(−2𝑥𝑒−𝑥/2 | ∞ 0 + 2∫ 𝑒−𝑥/2𝑑𝑥 ∞ 0 )] ⇒ 𝐸[𝑋] = − 1 2 (𝑥2𝑒−𝑥/2 + 4𝑥𝑒−𝑥/2 + 8𝑒−𝑥/2) ∞ 0 ⇒ 𝐸[𝑋] = − 1 2 (0 − 8) ⇒ 𝐸[𝑋] = 4 b) 𝑓(𝑥) = { 𝑐 (1 − 𝑥2) 0 𝑠𝑒 − 1 < 𝑥 < 1 𝑐𝑎𝑠𝑜 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟á𝑟𝑖𝑜 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 7/14 𝐸[𝑋] = 𝑐 ∫𝑥 − 𝑥3 𝑑𝑥 1 −1 ⇒ 𝐸[𝑋] = 𝑐 ( 𝑥2 2 − 𝑥4 3 ) | 1 −1 ⇒ 𝐸[𝑋] = 0 c) 𝑓(𝑥) = { 5/𝑥 2 0 𝑠𝑒 𝑥 > 5 𝑠𝑒 𝑥 ≤ 5 𝐸[𝑋] = ∫ 5 𝑥 𝑑𝑥 ∞ 5 ⇒ 𝐸[𝑋] = 5 ln|𝑥| | ∞ 5 ⇒ 𝐸[𝑋] = ∞ 7. 𝑓(𝑥) = { 𝑥𝑒−𝑥 0 𝑠𝑒 𝑥 ≥ 0 𝑐𝑎𝑠𝑜 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟á𝑟𝑖𝑜 𝐸[𝑋] = ∫ 𝑥𝑓(𝑥)𝑑𝑥 ∞ −∞ ⇒ 𝐸[𝑋] = ∫ 𝑥2𝑒−𝑥𝑑𝑥 ∞ 0 ⇒ 𝐸[𝑋] = (−𝑥2𝑒−𝑥 | ∞ 0 + 2∫ 𝑥𝑒−𝑥𝑑𝑥 ∞ 0 ) ⇒ 𝐸[𝑋] = [−𝑥2𝑒−𝑥| ∞ 0 + 2(−𝑥𝑒−𝑥 | ∞ 0 +∫ 𝑒−𝑥𝑑𝑥 ∞ 0 )] ⇒ 𝐸[𝑋] = −(𝑥2𝑒−𝑥 + 2𝑥𝑒−𝑥 + 2𝑒−𝑥) ∞ 0 ⇒ 𝐸[𝑋] = −(0 − 2) ⇒ 𝐸[𝑋] = 2 8. a) 𝐸: {[5 < 𝑋 < 15] ∪ [20 < 𝑋 < 30] ∪ [35 < 𝑋 < 45] ∪ [50 < 𝑋 < 60]} BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 8/14 𝑃(𝐸) = ∫ 1 60 𝑑𝑥 15 5 + ∫ 1 60 𝑑𝑥 30 20 + ∫ 1 60 𝑑𝑥 45 35 + ∫ 1 60 𝑑𝑥 60 50 ⇒ 𝑃(𝐸) = (15 − 5) + (30 − 20) + (45 − 35) + (60 − 50) 60 ⇒ 𝑃(𝐸) = 2 3 b) 𝐹: {[10 < 𝑥 < 15] ∪ [20 < 𝑥 < 30] ∪ [35 < 𝑥 < 45] ∪ [50 < 𝑥 < 60] ∪ [65 < 𝑥 < 70]} 𝑃(𝐹) = ∫ 1 60 𝑑𝑥 15 10 + ∫ 1 60 𝑑𝑥 30 20 + ∫ 1 60 𝑑𝑥 45 35 + ∫ 1 60 𝑑𝑥 60 50 + ∫ 1 60 𝑑𝑥 70 65 ⇒ 𝑃(𝐹) = (15 − 10) + (30 − 20) + (45 − 35) + (60 − 50) + (70 − 65) 60 ⇒ 𝑃(𝐹) = 2 3 9. a) 𝑃(10 < 𝑋 < 30) = ∫ 1 30 𝑑𝑥 30 10 ⇒ 𝑃(10 < 𝑋 < 30) = 30 − 10 30 ⇒ 𝑃(10 < 𝑋 < 30) = 2 3 b) 𝑃(25 < 𝑋 < 30|0 < 𝑋 < 15) = ∫ 1 30𝑑𝑥 30 25 ∫ 1 30𝑑𝑥 15 0 ⇒ 𝑃(25 < 𝑋 < 30|0 < 𝑋 < 15) = (30 − 25)/30 (15 − 0)/30 ⇒ 𝑃(25 < 𝑋 < 30|0 < 𝑋 < 15) = 1 3 10. 𝑝(𝑥) = 4𝑥2 + 4𝑥𝑌 + 𝑌 + 2 𝑥 𝑟𝑒𝑎𝑙 ⇒ Δ = 16𝑌2 − 16𝑌 − 32 ≥ 0 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 9/14 ⇒ 𝑌2 − 𝑌 − 2 ≥ 0 ⇒ (𝑌 + 1)(𝑌 − 2) ≥ 0 ⇒ 𝑌 ≤ −1 𝑜𝑢 𝑌 ≥ 2 𝐶𝑜𝑚𝑜 𝑌 é 𝑑𝑒𝑓𝑖𝑛𝑖𝑑𝑎 𝑒𝑚 𝑢𝑚 𝑖𝑛𝑡𝑒𝑟𝑣𝑎𝑙𝑜 𝑐𝑜𝑛𝑡í𝑛𝑢𝑜 (0,5), 𝑠ó 𝑝𝑜𝑑𝑒𝑚𝑜𝑠 𝑡𝑜𝑚𝑎𝑟 𝑌 ≥ 2. 𝑃(2 ≤ 𝑌 < 5) = ∫ 1 5 𝑑𝑥 5 2 ⇒ 𝑃(2 ≤ 𝑌 < 5) = 5 − 2 5 ⇒ 𝑃(2 ≤ 𝑌 < 5) = 3 5 11. 𝑃(𝑋 > 5) = 1 − 𝑃(𝑋 ≤ 5) ⇒ 𝑃(𝑋 > 5) = 1 − 𝑃 ( 𝑋 − 𝜇 𝜎 ≤ 5 − 𝜇 𝜎 ) ⇒ 𝑃(𝑋 > 5) = 1 − 𝑃 (𝑍 ≤ 5 − 𝜇 𝜎 ) ⇒ 𝑃(𝑋 > 5) = 1 −Φ( 5 − 10 6 ) ⇒ 𝑃(𝑋 > 5) = 1 − [1 − Φ( 10 − 5 6 )] ⇒ 𝑃(𝑋 > 5) = Φ( 10 − 5 6 ) ⇒ 𝑃(𝑋 > 5) ≈ Φ(0,83) ⇒ 𝑃(𝑋 > 5) ≈ 0,7967 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 𝑃 ( 4 − 10 6 < 𝑋 − 𝜇 𝜎 < 16 − 10 6 ) ⇒ 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 𝑃(−1 < 𝑍 < 1) ⇒ 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 𝑃(𝑍 < 1) − 𝑃(𝑍 ≤ −1) ⇒ 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 𝑃(𝑍 < 1) − [1 − 𝑃(𝑍 > −1)] 𝑃(𝑍 < 1) = 𝑃(𝑍 > −1) ⇒ 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 𝑃(𝑍 < 1) − [1 − 𝑃(𝑍 < 1)] ⇒ 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 2𝑃(𝑍 < 1) − 1 ⇒ 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 2Φ(1) − 1 ⇒ 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 2 · 0,8413 − 1 ⇒ 𝑃(4 < 𝑋 < 16) = 0,6826 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 10/14 𝑃(𝑋 < 8) = 𝑃 ( 𝑋 − 𝜇 𝜎 < 8 − 10 6 ) ⇒ 𝑃(𝑋 < 8) ≈ 𝑃(𝑍 < −0,33) ⇒ 𝑃(𝑋 < 8) ≈ 1 − 𝑃(𝑍 ≥ 0,33) ⇒ 𝑃(𝑋 < 8) ≈ 1 − [1 − 𝑃(𝑍 < 0,33)] ⇒ 𝑃(𝑋 < 8) ≈ 𝑃(𝑍 < 0,33) ⇒ 𝑃(𝑋 < 8) ≈ 0,6293 𝑃(𝑋 < 20) = 𝑃 ( 𝑋 − 𝜇 𝜎 < 20 − 10 6 ) ⇒ 𝑃(𝑋 < 8) ≈ 𝑃(𝑍 < 1,67) ⇒ 𝑃(𝑋 < 8) ≈ 0,9525 𝑃(𝑋 > 16) = 1 − 𝑃(𝑋 ≤ 16) ⇒ 𝑃(𝑋 > 16) = 1 − 𝑃 ( 𝑋 − 𝜇 𝜎 ≤ 16 − 10 6 ) ⇒ 𝑃(𝑋 > 16) = 1 − 𝑃(𝑍 ≤ 1) ⇒ 𝑃(𝑋 > 16) = 1 − Φ(1) ⇒ 𝑃(𝑋 > 16) = 1 − 0,8413 ⇒ 𝑃(𝑋 > 16) = 0,1587 12. 𝐷𝑒𝑣𝑒𝑚𝑜𝑠 𝑢𝑡𝑖𝑙𝑖𝑧𝑎𝑟 𝑎 ℎ𝑖𝑝ó𝑡𝑒𝑠𝑒 𝑑𝑒 𝑞𝑢𝑒 𝑎 𝑐𝑎𝑑𝑎 𝑎𝑛𝑜 𝑒𝑥𝑖𝑠𝑡𝑒 𝑢𝑚𝑎 𝑝𝑟𝑜𝑏𝑎𝑏𝑖𝑙𝑖𝑑𝑎𝑑𝑒 𝑑𝑒 𝑃(𝑋 < 50) 𝑑𝑒 𝑐ℎ𝑜𝑣𝑒𝑟 𝑑𝑒 50𝑚𝑚.𝑃𝑜𝑟𝑡𝑎𝑛𝑡𝑜, 𝑝𝑎𝑟𝑎 𝑞𝑢𝑒 𝑠𝑒𝑗𝑎𝑚 𝑛𝑒𝑐𝑒𝑠𝑠á𝑟𝑖𝑜𝑠 𝑝𝑒𝑙𝑜 𝑚𝑒𝑛𝑜𝑠 10 𝑎𝑛𝑜𝑠 𝑝𝑎𝑟𝑎 𝑐ℎ𝑜𝑣𝑒𝑟 𝑚𝑎𝑖𝑠 𝑑𝑒 50𝑚𝑚, é 𝑛𝑒𝑐𝑒𝑠𝑠á𝑟𝑖𝑜 𝑞𝑢𝑒 𝑒𝑚 10 𝑎𝑛𝑜𝑠 𝑐ℎ𝑜𝑣𝑎 𝑚𝑒𝑛𝑜𝑠 𝑞𝑢𝑒 50𝑚𝑚. 𝑃(𝑋 < 50)10 = 𝑃 ( 𝑋 − 𝜇 𝜎 < 50 − 40 4 ) 10 ⇒ 𝑃(𝑋 < 50)10 = 𝑃(𝑍 < 2,5)10 ⇒ 𝑃(𝑋 < 50)10 = Φ(2,5)10 ⇒ 𝑃(𝑋 < 50)10 = 0,993810 ⇒ 𝑃(𝑋 < 50)10 = 0,9397 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 11/14 13. 𝐸[𝑋] = 10∫ 1 10 𝑑𝑥 1 0 + 5∫ 1 10 𝑑𝑥 3 1 + 3∫ 1 10 𝑑𝑥 5 3 ⇒ 𝐸[𝑋] = 1 + 1 + 3 5 ⇒ 𝐸[𝑋] = 2,6 14. 𝑃(𝑋 > 9) = 1 − 𝑃(𝑋 ≤ 9) = 0,2 ⇒ 1 − 𝑃 ( 𝑋 − 𝜇 𝜎 ≤ 9 − 5 𝜎 ) = 0,2 ⇒ 𝑃(𝑍 ≤ 4 𝜎 ) = 0,8 ⇒ Φ( 4 𝜎 ) = 0,8 ⇒ Φ( 4 𝜎 ) ≈ Φ(0,84) ⇒ 4 𝜎 ≈ 0,84 ⇒ 𝜎 ≈ 4,762 ⇒ 𝜎2 ≈ 22,68 15. 𝑃(𝑋 > 𝑐) = 𝑐 − 𝑃(𝑋 ≤ 𝑐) = 0,10 ⇒ 1 − 𝑃 ( 𝑋 − 𝜇 𝜎 ≤ 𝑐 − 12 √4 ) = 0,10 ⇒ 𝑃(𝑍 ≤ 𝑐 − 12 2 ) = 0,9 ⇒ Φ( 𝑐 − 12 2 ) = 0,9 ⇒ Φ( 𝑐 − 12 2 ) ≈ Φ(1,28) ⇒ 𝑐 − 12 2 ≈ 1,28 ⇒ 𝑐 ≈ 14,56 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 12/14 16. 𝑛 = 100, 𝑝 = 65% 𝑃(𝑋 ≥ 50) ≈ 𝑃(𝑋 > 50 − 0,5) ⇒ 𝑃(𝑋 ≥ 50) ≈ 1 − 𝑃(𝑋 < 49,5) ⇒ 𝑃(𝑋 ≥ 50) ≈ 1 − 𝑃 ( 𝑋 − 100 · 0,65 √100 · 0,65(1 − 0,65) < 49,5 − 100 · 0,65 √100 · 0,65(1 − 0,65) ) ⇒ 𝑃(𝑋 ≥ 50) ≈ 1 − 𝑃 (𝑍 < 49,5 − 65 √65 · 0,35 ) ⇒ 𝑃(𝑋 ≥ 50) ≈ 1 −Φ(− 15,5 √22,75 ) ⇒ 𝑃(𝑋 ≥ 50) ≈ Φ(3,25) ⇒ 𝑃(𝑋 ≥ 50) ≈ 0,9994 ______________________________________________________________________ 𝑃(60 ≤ 𝑋 ≤ 70) ≈ 𝑃(60 − 0,5 < 𝑋 < 70 + 0,5) ⇒ 𝑃(60 ≤ 𝑋 ≤ 70) ≈ 𝑃 ( (60 − 0,5) − 100 · 0,65 √100 · 0,65(1 − 0,65) < 𝑍 < (70 + 0,5) − 100 · 0,65 √100 · 0,65(1 − 0,65) ) ⇒ 𝑃(60 ≤ 𝑋 ≤ 70) ≈ Φ( 70,5 − 65 √22,75 ) −Φ( 59,5 − 65 √22,75 ) ⇒ 𝑃(60 ≤ 𝑋 ≤ 70) ≈ Φ( 5,5 √22,75 ) − [1 −Φ( 5,5 √22,75 )] ⇒ 𝑃(60 ≤ 𝑋 ≤ 70) ≈ 2Φ(1,15) − 1 ⇒ 𝑃(60 ≤ 𝑋 ≤ 70) ≈ 2 · 0,8749 − 1 ⇒ 𝑃(60 ≤ 𝑋 ≤ 70) ≈ 0,7498 ______________________________________________________________________ 𝑃(𝑋 < 75) ≈ 𝑃 ( 𝑋 − 100 · 0,65 √100 · 0,65(1 − 0,65) < 75 − 100 · 0,65 √100 · 0,65(1 − 0,65) ) ⇒ 𝑃(𝑋 < 75) ≈ 𝑃 (𝑍 < 75 − 65 √22,75 ) ⇒ 𝑃(𝑋 < 75) ≈ Φ( 10 √22,75 ) ⇒ 𝑃(𝑋 < 75) ≈ Φ(2,10) ⇒ 𝑃(𝑋 < 75) ≈ 0,9821 BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 13/14 17. a) 1 − 𝑃(22,86 − 0,127 ≤ 𝑋 ≤ 22,86 + 0,127) = 1 − 𝑃 ( (22,86−0,127)−22,86 0,0762 < 𝑍 < (22,86+0,127)−22,86 0,0762 ) ⇒ 1 − 𝑃(22,733 ≤ 𝑋 ≤ 22,987) = 1 − 𝑃 (− 0,127 0,0762 < 𝑍 < 0,127 0,0762 ) ⇒ 1 − 𝑃(22,733 ≤ 𝑋 ≤ 22,987) = 1 − [Φ( 0,127 0,0762 ) −Φ(− 0,127 0,0762 )] ⇒ 1 − 𝑃(22,733 ≤ 𝑋 ≤ 22,987) = 1 − [Φ(1,67) − [1 − Φ(1,67)]] ⇒ 1 − 𝑃(22,733 ≤ 𝑋 ≤ 22,987) = 1 − [2Φ(1,67) − 1] ⇒ 1 − 𝑃(22,733 ≤ 𝑋 ≤ 22,987) = 1 − [2 · 0,9525 − 1] ⇒ 1 − 𝑃(22,733 ≤ 𝑋 ≤ 22,987) = 1 − 0,905 ⇒ 1− 𝑃(22,733 ≤ 𝑋 ≤ 22,987) = 9,5% b) 𝑃(22,733 ≤ 𝑋 ≤ 22,987) = 0,99 ⇒ 2Φ( 0,127 𝜎 ) − 1 = 0,99 ⇒ Φ( 0,127 𝜎 ) = 0,995 ⇒ Φ( 0,127 𝜎 ) = Φ(2,575) ⇒ 0,127 𝜎 = 2,575 ⇒ 𝜎 = 0,127 2,575 ⇒ 𝜎 = 4,9% 18. 19. BC0406: Intr. à Prob. e à Estatística UFABC Resolução da Lista 06 v5 Fernando Freitas Alves fernando.freitas@aluno.ufabc.edu.br 06/04/13 – pág. 14/14 20.
Compartilhar