www.vorhilfe.de
Vorhilfe

Kostenlose Kommunikationsplattform für gegenseitige Hilfestellungen.
Hallo Gast!einloggen | registrieren ]
Startseite · Forum · Wissen · Kurse · Mitglieder · Team · Impressum
Forenbaum
^ Forenbaum
Status Englisch
  Status Grammatik
  Status Lektüre
  Status Korrekturlesen
  Status Übersetzung
  Status Sonstiges (Englisch)

Gezeigt werden alle Foren bis zur Tiefe 2

Navigation
 Startseite...
 Neuerdings beta neu
 Forum...
 vorwissen...
 vorkurse...
 Werkzeuge...
 Nachhilfevermittlung beta...
 Online-Spiele beta
 Suchen
 Verein...
 Impressum
Das Projekt
Server und Internetanbindung werden durch Spenden finanziert.
Organisiert wird das Projekt von unserem Koordinatorenteam.
Hunderte Mitglieder helfen ehrenamtlich in unseren moderierten Foren.
Anbieter der Seite ist der gemeinnützige Verein "Vorhilfe.de e.V.".
Partnerseiten
Weitere Fächer:

Open Source FunktionenplotterFunkyPlot: Kostenloser und quelloffener Funktionenplotter für Linux und andere Betriebssysteme
Forum "Uni-Stochastik" - Erwartungswert Poisson
Erwartungswert Poisson < Stochastik < Hochschule < Mathe < Vorhilfe
Ansicht: [ geschachtelt ] | ^ Forum "Uni-Stochastik"  | ^^ Alle Foren  | ^ Forenbaum  | Materialien

Erwartungswert Poisson: Frage (beantwortet)
Status: (Frage) beantwortet Status 
Datum: 12:31 Mo 29.04.2013
Autor: karlhungus

Aufgabe
Es sei X [mm] \sim [/mm] Pois [mm] (\lambda) [/mm] eine Poisson-verteilte Zufallsvariable mit ganzzahligem Parameter [mm] \lambda \in \IN. [/mm] Zeigen Sie:

E (|X - [mm] \lambda|) [/mm] = [mm] \bruch{2\lambda^{\lambda}e^{-\lambda}}{(\lambda - 1)!} [/mm]



Hallo zusammen,

bisher habe ich nicht viel geschafft. Es gilt ja:

[mm] E(|X-\lambda|) [/mm] = [mm] \summe_{k=0}^{\infty}|k-\lambda|e^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!} [/mm] und nun hatte ich die Idee, das in zwei Summen auseinanderzuziehen:
[mm] \summe_{k=0}^{\infty}|k-\lambda|e^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!} [/mm] = [mm] \summe_{k=0}^{\lambda-1}(\lambda-k)e^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!} [/mm] + [mm] \summe_{k=0}^{\infty}ke^{-\lambda}\bruch{\lambda^{\lambda+k}}{\lambda+k)!} [/mm]

wobei man die zweite Summe nun, glaub ich, durch Herausziehen umbauen kann zu:

[mm] \summe_{k=0}^{\lambda-1}(\lambda-k)e^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!} [/mm] + [mm] \bruch{\lambda^{\lambda}k!}{(\lambda+k)!} \summe_{k=0}^{\infty}ke^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!} [/mm]

wodurch wir haben:

[mm] \summe_{k=0}^{\lambda-1}(\lambda-k)e^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!} [/mm] + [mm] \bruch{\lambda^{\lambda}k!}{(\lambda+k)!} [/mm] E(X) =
[mm] \summe_{k=0}^{\lambda-1}(\lambda-k)e^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!} [/mm] + [mm] \bruch{\lambda^{\lambda+1}k!}{(\lambda+k)!} [/mm]

Tja und da bin ich nun und weiß nicht weiter. Ich hab das Gefühl, der Lösung recht nah zu sein. Weiß aber nicht, wie ich die erste Summe zusammenfassen soll, bzw. woher ich die 2 im Nenner der Lösung bekommen soll. Für einen kleinen Tipp, ob der Anfang überhaupt zielführend sein könnte, wäre ich sehr dankbar. Zuerst hatte ich es per Induktion über lambda versucht, das verlief allerdings noch weniger erfolgreich.

Beste Grüße
Karl


NACHTRAG:

Sehe gerade: Auf dem selben Übungsblatt haben wir schon gezeigt, dass für X [mm] \sim [/mm] Pois [mm] (\lambda) [/mm] für alle k aus [mm] \IN [/mm] gilt:

E(X(X-1) ... (X-k+1)) = [mm] E(\produkt_{i=0}^{k-1}(X-(i)) [/mm] = [mm] \lambda^{k} [/mm]

Vielleicht hilft das ja weiter. Andere Tipps kann ich nicht entdecken. Das bisher noch keiner etwas geantwortet hat, hat ja fast etwas tröstliches...

        
Bezug
Erwartungswert Poisson: Antwort
Status: (Antwort) fertig Status 
Datum: 18:02 Mo 29.04.2013
Autor: luis52

  
> wobei man die zweite Summe nun, glaub ich, durch
> Herausziehen umbauen kann zu:
>  
> [mm]\summe_{k=0}^{\lambda-1}(\lambda-k)e^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!}[/mm]
> + [mm]\bruch{\lambda^{\lambda}k!}{(\lambda+k)!} \summe_{k=0}^{\infty}ke^{-\lambda}\bruch{\lambda^{k}}{k!}[/mm]

Moin, wie das? $k$ ist doch ein Summationsindex!


Ich habe mal probiert [mm] $\nu=\lambda-k\iff k=\lambda-\nu$ [/mm] in der ersten
und [mm] $\nu=k-\lambda\iff k=\nu+\lambda$ [/mm] in der zweiten Summe zu setzen.
Nachdem [mm] $e^{-\lambda}$ [/mm] ausgeklammert wird lauten die Summen (ohne Gewaehr):

[mm] $\sum_{\nu=0}^\lambda\nu\frac{\lambda^{\lambda-\nu}}{(\lambda-\nu)!}+ \sum_{\nu=1}^\infty\nu\frac{\lambda^{\nu+\lambda}}{(\nu+\lambda)!}$. [/mm]

Das wuerde schon mal den Faktor [mm] $\lambda^\lambda$ [/mm] erklaeren ...

vg Luis
                                      




Bezug
                
Bezug
Erwartungswert Poisson: Mitteilung
Status: (Mitteilung) Reaktion unnötig Status 
Datum: 07:36 Di 30.04.2013
Autor: karlhungus

Hallo Luis und vielen Dank für's Mitmachen. Ich hab's nicht mehr lösen können, auch nicht mit Deinem Tipp. Heute ist Besprechung - ich bin gespannt :-)

Bezug
Ansicht: [ geschachtelt ] | ^ Forum "Uni-Stochastik"  | ^^ Alle Foren  | ^ Forenbaum  | Materialien


^ Seitenanfang ^
www.englischraum.de
[ Startseite | Forum | Wissen | Kurse | Mitglieder | Team | Impressum ]