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Probabilidades Julio
Probabilidades Julio
Probabilidades Julio
ESTADISTICA UNO
PROBABILIDADES Y DISTRIBUCIONES
DOCENTE
PUBLICA
MAYO DE 2022
TALLER DE ESTADÍSTICA DESCRIPTIVA
(GRUPOS DE 3 ESTUDIANTES O INDIVIDUAL)
Estadística I
Juan de J. Sandoval
ESCUELA SUPERIOR DE ADMINISTRACIÓN PÚBLICA
Ejercicio 1
Eventos:
H: evento de que sea hombre
M: evento de que sea mujer
G: evento de que el conjugue vive en el hogar
E: evento de que el conjugue no vive en el hogar
P (H) = 5116
P (M) = 5365
P (G) = 9920
P (E) = 561
Preguntas
A. P (H): probabilidad de ser hombre
B. P (M): probabilidad de que sea mujer:
C. 𝑃(𝑀 ∪ 𝐻) probabilidad de que sea mujer o que su conjugue no viva en el
hogar
D. 𝑃(𝐻 ∩ 𝐺): probabilidad de ser hombre y que el conjugue viva en el hogar
E. 𝑃(𝑀 ∩ 𝐺): probabilidad de ser mujer si su conjugue vive en el hogar
TALLER DE ESTADÍSTICA DESCRIPTIVA
(GRUPOS DE 3 ESTUDIANTES O INDIVIDUAL)
Estadística I
Juan de J. Sandoval
ESCUELA SUPERIOR DE ADMINISTRACIÓN PÚBLICA
Solucion
5365
𝑃(𝐻) = = 0,512
10481
La probabilidad de que escoger una persona de la muestra y esta sea mujer
es del 51,12%
La probabilidad de que escoger una persona de la muestra y esta sea mujer o que su
conjugue viva en el hogar es del 98,51%
4959
𝑃(𝐻 ∩ 𝐺) = = 0,4731
10481
4961
𝑃(𝑀 ∩ 𝐺) = = 0,4733
10481
La probabilidad de escoger una persona que sea mujer si su conjugue viva en el
hogar es del 47,33% del total de la muestra.
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(GRUPOS DE 3 ESTUDIANTES O INDIVIDUAL)
Estadística I
Juan de J. Sandoval
ESCUELA SUPERIOR DE ADMINISTRACIÓN PÚBLICA
Ejercicio 2
b) ¿cuál es la probabilidad de que un televidente vea por lo menos uno de los programas?
Solucion
Eventos:
Información
P(A): 0,4
P (B):0,5
Preguntas:
Respuestas
La probabilidad de que ninguno de los televidentes vea los programas es del 30%
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(GRUPOS DE 3 ESTUDIANTES O INDIVIDUAL)
Estadística I
Juan de J. Sandoval
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Ejercicio 3
Solucion
Eventos
P(C): 0,3
P (V/L): 0,8
I 0,5
P (V/I):0,5 V 0,20
Preguntas I’ 0,5
Respuestas
a. 𝑃(𝑉)=P(L) * P(V/L)+P(C)*P(V/C)+P(I)*P(V/I)
𝑃(𝐿)∗𝑃(𝑉/𝐿) 0,5+0,2
b. 𝑃(𝑙/𝑉) = = = 0,3636
𝑃(𝑉 ′ ) 0,275
𝑃(𝐶)∗𝑃(𝑉/𝐶) 0,3∗0,75
c. 𝑃(𝐶/𝑉) = = = 0,3103
𝑃(𝑉) 0,725
Ejercicio 4
Un dado se lanza dos veces.
a. ¿Cuál es la probabilidad de que la suma de los números observados sea
mayor que 9?
b. ¿Cuál es la probabilidad de obtener un doble seis?
c. ¿Cuál es la probabilidad obtener un resultado de 7 en la suma?
Solucion: eventos
A: evento de que la suma sea mayor que 9
S: evento de que sea un doble seis
F: evento de que la suma sea igual a 7
N: número de eventos
1,1 1,2 1,3 1,4 1,5 1,6
2,1 2,2 2,3 2,4 2,5 2,6
3,1 3,2 3,3 3,4 3,5 3,6
4,1 4,2 4,3 4,4 4,5 4,6
5,1 5,2 5,3 5,4 5,5 5,6
6,1 6,2 6,3 6,4 ,6,5 6,6
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Estadística I
Juan de J. Sandoval
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N = 36
Respuestas
.Ejercicio 5
Solucion.
P= La probabilidad de encestar
q = probabilidad de no encestar
n = número de datos
P = 60% = 0,6
q = 1-P-----1-0,6=0.4
N=2
𝐶 𝑚! 3!
2= = =3
3 𝑛!(𝑚−𝑛)! 2!(3−2)!
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Ejercicio 6
Preguntas:
Solucion:
n=20
r=10
𝑛𝑃𝑟
𝑛!
𝑛𝑃𝑟 =
(𝑛 − 𝑟)!
20! 20!
𝑛𝑃𝑟 = = = 6,704425728 ∗ 1011
(20 − 10)! 10!
Ejercicio 7
Solucion.
n=10
p=65%
q=1-p—1-0,65=0,35
B (10, 0.65)
Formula
𝑛
𝑃(𝑋) = ( ) ∗ 𝑃 𝑥 ∗ 𝑃𝑛−𝑥
𝑥
a) ¿cuál es la probabilidad de que exactamente tres tomen el transporte público
todos los días?
X=3
10
𝑃(𝑋 = 3) = ( ) ∗ (0,65)3 ∗ (0,35)10−3
3
10!
𝑛𝐶𝑟 = = 120
3! (10 − 3)!
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Juan de J. Sandoval
ESCUELA SUPERIOR DE ADMINISTRACIÓN PÚBLICA
Datos
n = 60 𝑁 = (𝑛 ∗ 𝑝; √𝑛 ∗ 𝑝 ∗ 𝑞)
p = 0,65 𝜇 = 𝑛 ∗ 𝑝 → 60 ∗ 0,65 = 39
q = 0,35 𝜎 = √𝑛 ∗ 𝑝 ∗ 𝑞 → √60 ∗ 0,65 ∗ 0,35 = 3,69
𝑋 ≤ 30
B (60, 0.65) 𝑥 − 𝜇 30 − 39
𝑁(𝜇, 𝜎) 𝑍= = = −2,44
𝜎 3,69
𝑧 ≤ −2,439
𝑍 > 2,
Z=0,9925
𝜇 = 𝑛 ∗ 𝑝 → 60 ∗ 0,65 = 39 Pasajeros
Formula
𝑥−𝜇
𝑧∗
𝜎
100-2,5=97,5 al buscar este valor en la tabla de distribución normal corresponde a
1,96
𝑍 = 1,96
𝜎 = 3,69
𝑛 = 6800
𝜇 = 39
Reemplazando tenemos
𝑥 − 39
−1,96 ∗ 1 = 𝑥1 = (−1,96 ∗ 3,69) + 39 = 31,77
3,69
𝑥1 −39
1,96 ∗ = 𝑥1 = (1,96 ∗ 3,69) + 39 = 46,23
3,69
Ejercicio 8
Solucion
Datos
n = 6800
p = 0,075
q = 1-0,075=92,5
q = 0,925
Formula
𝑥−𝜇
𝑧∗
𝜎
100-2,5=97,5 al buscar este valor en la tabla de distribución normal corresponde a
1,96
𝑍 = 1,96
𝜎 = 21,72
𝑛 = 6800
𝜇 = 510
Reemplazando tenemos
𝑥1 − 510
−1,96 ∗ = 𝑥1 = (−1,96 ∗ 21,72) + 510 = 467,43
21,72
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Estadística I
Juan de J. Sandoval
ESCUELA SUPERIOR DE ADMINISTRACIÓN PÚBLICA
𝑋2 −510
1,96 ∗ = 𝑥2 = (1,96 ∗ 21,72) + 510 = 552,57
21,72
𝑃(𝑥 ≤ 500)
𝑁(𝜇, 𝜎)
𝑁 = (𝑛 ∗ 𝑝; √𝑛 ∗ 𝑝 ∗ 𝑞)
𝜇 = 𝑛 ∗ 𝑝 → 6800 ∗ 0,075 = 510
𝜎 = √𝑛 ∗ 𝑝 ∗ 𝑞 → √6800 ∗ 0,075 ∗ 0,925 = 21,72
𝑁(510,21,72) tipificamos
𝑥 − 𝜇 500 − 510
𝑍= = = −0,46
𝜎 21,72
𝑧 ≤ −0,46
𝑍 > 0,46 − −𝑍 < 0,4604
Z = 0,6772
Ejercicio 9
Para los deudores con buenas calificaciones de crédito, la deuda media de las
cuentas revolventes y a plazos es de US$15015 (BusinessWeek, 20 de marzo de
2006). Suponga que la desviación estándar es US$3540 y que los montos de la
deuda se distribuyen de manera normal.
Solucion
𝜇 = 15015
𝜎 = 3450
𝑁(𝜇, 𝜎)
N (15015; 3450)
X > 18000
𝜇 = 15015
𝜎 = 3450
𝑁(𝜇, 𝜎)
N (15015; 3450)
Tipificando tenemos
𝑥 − 𝜇 18000 − 15015
𝑍= = = 0,84
𝜎 3450
Z > 0,84--------Z<0,84=0,7995
𝑋 ≤ 10000
𝜇 = 15015
𝜎 = 3450
𝑁(𝜇, 𝜎)
N (15015; 3450)
Tipificando tenemos
𝑥 − 𝜇 10000 − 15015
𝑍= = = −1,42
𝜎 3450
(12000 ≤ 𝑥 ≤ 18000)
𝜇 = 15015
𝜎 = 3450
𝑁(𝜇, 𝜎)
N (15015; 3450)
Tipificando tenemos
𝑥 − 𝜇 12000 − 15015
𝑍= = = −0,85
𝜎 3450
𝑥 − 𝜇 18000 − 15015
𝑍= = = 0,84
𝜎 3450
𝑃(12000 ≤ 𝑥 ≤ 18000) = 𝑃(−0,85 < 𝑍 ≤ 0,84)
(𝑥 ≤ 14000)
𝜇 = 15015
𝜎 = 3450
𝑁(𝜇, 𝜎)
N (15015; 3450)
Tipificando tenemos
𝑥 − 𝜇 14000 − 15015
𝑍= = = −0,2867
𝜎 3450
La probabilidad de que Juan vaya a una determinada cita es 0,4, de que Pedro
vaya a la misma cita, 0,6, y de que ambos vayan a la cita, 0,2.
Eventos
Datos
P (J)= 0,4
P (p)= 0,6
𝑃(𝐽 ∩ 𝑃) = 0,2