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PontificiaUniversidadCat´olicadeChile FacultaddeEconom´ıayAdministraci´on PrimerSemestre2021 PautaPrueba Pregunta1 Considereel“Lanzamientodeunamonedahonestadosvecessobreunasuperficielisa”ydefinalossiguiente eventos: A: “Observarcaraenelprimerlanzamiento”. B: “Observarcaraenelsegundolanzamiento”. C: “Observarsolounacara”. Delassiguientesafirmacionescualessoncorrectas: (1) A, B y C sonindependientes. (2) A, B y C sondisjuntosapares. Nota:Comolasuperficieeslisa,considerecomocerolaprobabilidadquelamonedacaigadecanto. Solo(1) Solo(2) Ambas Ningunadeellas Soluci´on Tenemosqueelespaciomuestraestacompuestoporlossiguientescuatropuntosmuestrales: S = {cc,cs,sc,ss } yloseventos A = {cc,cs },,B = { sc,cc },C = {cs,sc }. Como P (A)= P (B)= P (C)=1 /2 y P (A ∩B ∩ C)= P (φ)=0 6= 1 8 = P (A) · P (B) · P (C), entoncesnosecumple(1). [0.5Puntos] Como A ∩B = {cc}, A ∩ C = {cs} y B ∩ C = {sc} tampocosecumple(2). [0.5Puntos] Alternativacorrecta:Ningunadeellas. EAA1510-ProbabilidadyEstad´ıstica PrimerSemestre2021 1 Profesores:RicardoAravenaCuevas AlonsoMolinaNu˜nez RicardoOleaOrtega Pregunta 2 Considere el siguiente diagrama de Venn ¿Cuál de las alternativas representa al evento compuesto por los puntos muestrales contenidos en las zonas de color verde? (A ∩B) ∪ C. (A ∪B) ∩ C. (A ∩B) ∪ Cc. (A ∪B) ∩ Cc. Ninguna de las anteriores. Solución El evento representa al compuesto por los puntos muestrales contenidos en las zonas de color verde es (A ∩B ∩ Cc) ∪ (Ac ∩Bc ∩ C) [1.0 Punto] aśı que “Ninguna de las anteriores” seŕıa la alternativa correcta. EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 2 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 3 Considere los siguientes eventos contenidos en un mismo espacio muestral: A, B y C. ¿Cuales de las siguientes igualdades con respecto a la probabilidad de su unión es siempre correcta? P (A ∪B ∪ C) = 1− P (Ac ∩Bc ∩ Cc). P (A ∪B ∪ C) = P (A) + P (B) + P (C). P (A ∪B ∪ C) = 1− P (Ac) · P (Bc) · P (Cc). P (A∪B∪C) = P (A)+P (B)+P (C)−P (A) ·P (B)−P (B) ·P (C)−P (A) ·P (C)+P (A) ·P (B) ·P (C). Solución Por regla del complemento y De Morgan siempre es correcta la siguiente alternativa: P (A ∪B ∪ C) = 1− P (Ac ∩Bc ∩ Cc) [1.0 Punto] Las otras opciones son correctas bajo los supuestos de independencia o de eventos disjuntos, es decir, casos particulares. EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 3 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 4 Con respecto a la definición de probabilidad subjetiva seleccione una de las siguientes alternativas: Es una cuantificación del grado de ocurrencia que una persona puede asignar a un evento en particular. Es la diferencia entre la probabilidad emṕırica y teórica. Es el resultado obtenido bajo el supuesto que el espacio muestral es finito y equiprobable. Es el porcentaje de veces que el evento ocurre después de un número considerable de repeticiones de un experimento o fenómeno de interés. Solución Es una cuantificación del grado de ocurrencia que una persona puede asignar a un evento en particular. [1.0 Punto] EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 4 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 5 Suponga que durante la prueba de hoy, [m] alumnos tendrán algún problema técnico, de salud o fuerza ma- yor. Si en el link 1 hay 200 alumnos conectados y se presentaron a rendir la prueba los 321 que actualmente están inscritos en el curso, ¿cuál es la probabilidad que al menos cuatro de estos [m] alumnos se encuentre en el link 2 ? Suponga que los alumnos eligen al azar él link donde conectarse. Solución Definamos el evento A: “al menos cuatro alumnos de estos alumnos se encuentran conectados en el link 2”. Como los alumnos escoǵıan una sala al azar, tenemos #S = ( 321 121 ) [0.25 Puntos] en que 121 están conectados en el link 2. Los casos favorables del complemento de A son: #Ac = ( m 0 )( 321− m 121 ) + ( m 1 )( 321− m 120 ) + ( m 2 )( 321− m 119 ) + ( m 3 )( 321− m 118 ) [0.75 Puntos] Luego P (A) = 1− #A c #S Por ejemplo: m = 20 1-sum(choose(m,0:3)*choose(321-m, n-0:3))/choose(321,121) [1] 0.9773796 EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 5 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 6 Las ventas inmobiliarias han disminuido mucho en el último año, debido a la crisis sanitaria y los problemas económicos que esto conlleva. Durante este periodo, una empresa que tiene un gran edificio en el sector oriente de la capital ha generado dos horarios para que los interesados visiten el piloto y una alternativa virtual. El [p1]% de las visitas al piloto son durante la mañana, un [p2]% en la tarde, y el resto ha optado por el tour virtual. Por otra parte, el [q1]% de los visitantes de mañana ha comprado finalmente un departamento, mientras que el [q2]% de los visitantes de la tarde han realizado la compra. En el caso de las personas virtuales, solo un [q3]% ha comprado. ¿Cuál es la probabilidad que un departamento recientemente adquirido, el nuevo propietario haya visitado el piloto de manera virtual? Solución Definamos los siguientes eventos: A1: visita piloto am. A2: visita piloto pm. A3: visita piloto virtula. B: compra departamento. Se pide P (A3 |B) = P (B |A3) · P (A3) P (B |A1) · P (A1) + P (B |A1) · P (A1) + P (B |A1) · P (A1) = (1− p1− p2) · q3 p1 · q1 + p2 · q2 + (1− p1− p2) · q3 [1.0 Punto] Por ejemplo: p1 = 21/100 p2 = 21/100 p3 = 1-p1-p2 q1 = 2.2/100 q2 = 2.0/100 q3 = 1.7/100 p3*q3/(p1*q1+p2*q2+p3*q3) 0.5278373 EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 6 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 7 Usted ha comprado recientemente un producto por e-commerce. El delivery que lleva el producto tiene 3 posibles rutas con idéntico tiempo de entrega entre A y B. Si él elige una ruta al azar entre: 1-3-4, 1-2 o 1-5, y en cada uno de los 5 tramo que componen estas las rutas, hay un probabilidad [p] de retrasarse, ¿cuál es la probabilidad que no llegue a tiempo? Suponga que los retrasos en cada tramo ocurren de manera independiente. La siguiente Figura ilustra las tres rutas posibles: Solución Definamos los eventos Ri: “delivery escoge i-ésima ruta” y A: “delivery llega a tiempo”. Del enunciado se tiene que P (R1) = P (R2) = P (R3) = 1 3 [0.2 Puntos] y por independencia P (A |R1) = (1−p)3, [0.2 Puntos] P (A |R3) = (1−p)2, [0.2 Puntos] P (A |R3) = (1−p)2 [0.2 Puntos] Aplicando teorema de probabilidades totales y regla del complemento se tiene que P (Ac) = 1− (1− p) 2 (3− p) 3 [0.2 Puntos] Por ejemplo: p = 0.36 1-(1/3)*((1-p)^3+(1-p)^2+(1-p)^2) [1] 0.639552 1-(1-p)^2*(3-p)/3 [1] 0.639552 EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 7 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 8 Suponga que el tiempo, en d́ıas, que un cajero automático de queda sin dinero para giros se puede modelar como una variable aleatoria cuya función de distribución de probabilidad acumulada está dada por la siguiente expresión: FX(x) = (eαx − 1)β 1 + (eαx − 1)β con x > 0, α > 0 y β > 0. Determine el IQR y evalúe para α = [alpha] y β = [beta]. Hint: Recuerde que si xp representa al percentil p× 100 %, entonces FX (xp) = p. Solución Tenemos que FX(xp) = (eαxp − 1)β 1 + (eαxp − 1)β = p→ xp = 1 α · ln [( p 1− p )1/β + 1 ] [0.8 Puntos] Se pide IQR = x0.75 − x0.25 [0.2 Puntos] Por ejemplo: beta = 5 alpha = 3 p = 0.75 x75 = log((p/(1-p))^(1/beta)+1)/alpha p = 0.25 x25 = log((p/(1-p))^(1/beta)+1)/alpha x75-x25 [1] 0.07324082 EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 8 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 9 Suponga que los tiempos de atención de un ejecutivode cuenta se pueden modelar según la distribución Exponencial(λ) que fue analizada en detalle en clases y cuya función de distribución de probabilidad acu- mulada está dada por: FT (t) = 1− e−λt con t > 0 y λ > 0. Si una persona durante un trámite, espera [a] minutos para que el ejecutivo lo atienda, ¿cuál es el coeficiente de variación del tiempo total del trámite, es decir, la suma entre los tiempos de espera y atención? Evalúe para λ = [lambda]. Solución Si X es el tiempo de atención, entonces se pide δ = √ Var(X + a) E(X + a) . [0.2 Puntos] En clases se mostro que [0.2 Puntos] E(X) = 1 λ y Var(X) = 1 λ2 [0.2 Puntos] Por propiedades del operador E() y Var() ante una transformación lineal se tiene que δ = 1 λ 1 λ + a [0.4 Puntos] Por ejemplo: lambda = 0.2 a = 5 (1/lambda)/(a+1/lambda) [1] 0.5 EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 9 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 10 Las rentabilidades diarias, en escala porcentual, que tiene una de las empresas que más han rentado el último año puede ser modelada por la siguiente función de densidad: fX(x) = e2x α2 · e−(e x)/α con x ∈ R y α > 0. iCuál seŕıa la moda de la rentabilidad diarias de esta empresa? Evalúe para α = [alpha] Solución Tenemos que f ′(x) = 1 α [ e2x · 2 · e−(e x)/α + e2x · e−(e x)/α · ( − 1 α ex )] = 1 α · e2x · e−(e x)/α [ 2− 1 α ex ] [0.5 Puntos] = 0→ x = ln(2α) [0.5 Puntos] Por ejemplo: alpha = 0.6 log(2*alpha) [1] 0.1823216 EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 10 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 11 Un modelo comúnmente utilizado para representar los tiempos de espera para la atención en un call-center esta determinado por la siguiente función de densidad: fT (t) = ( t β )β−1 · exp [ − ( t β )β] con t > 0 y β > 0. Determine la mediana teórica de este modelo y evalúe para β = [beta]. Solución Si x es la mediana, entonces FT (x) = ∫ x 0 ( t β )β−1 · exp [ − ( t β )β] dt = ∫ (x/β)β 0 e−y dy = 1− exp [ − ( x β )β] = 1 2 [0.5 Puntos] Despejando x = exp { ln(β) + 1 β · ln[ln(2)] } [0.5 Puntos] Por ejemplo: beta = 10 x = exp(log(beta)+(1/beta)*log(log(2))) x [1] 9.640122 EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 11 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega Pregunta 12 El número de fraudes bancarios que se detectan diariamente puede ser modelado como una variable aleatoria discreta cuya función generadora de momentos está dada por la siguiente expresión: MX(t) = ( 1 + α− αet )−β , t ∈ R Evalúe el coeficiente de variación de este modelo cuando α = [alpha] y β = [beta]. Solución Tenemos que M (1) X (t) = β · ( 1 + α− α et )−β−1 · (α et) →M (1)X (0) = α · β = E(X) M (2) X (t) = β · (β + 1) · ( 1 + α− α et )−β−2 · (α et)2 + β · (1 + α− α et)−β−1 · (α et) →M (2)X (0) = β · (β + 1) · α 2 + α · β = E(X2) Por lo tanto [0.4 Puntos] µX = α · β y σ2X = α · β + α2 · β [0.4 Puntos] Se pide δX = σX µX = √ α · β + α2 · β α · β [0.2 Puntos] Por ejemplo: alpha = 1.77 beta = 5.09 sqrt(alpha*beta+alpha^2*beta)/(alpha*beta) [1] 0.5544908 alpha = 1 beta = 4 sqrt(alpha*beta+alpha^2*beta)/(alpha*beta) [1] 0.7071068 EAA1510 - Probabilidad y Estad́ıstica Primer Semestre 2021 12 Profesores: Ricardo Aravena Cuevas Alonso Molina Nuñez Ricardo Olea Ortega
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