F. Krause - Universität Potsdam
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1.) Herleitung der Poissonverteilung als Grenzwert der Binomialverteilung<br />
Um eine erste Idee der Poissonverteilung zu erhalten, möchte ich zunächst ein Beispiel<br />
betrachten, dass Georgii [GEO] entnommen ist.<br />
(1.1) Beispiel<br />
Man stelle sich die Frage, wie viele Schadensmeldungen eine KFZ-Versicherung in einem bestimmten<br />
Intervall ]0,t] , t>0 erhält. Klar ist zunächst, dass die Ergebnismenge Ω = N ist. Zu bestimmen bleibt<br />
die Verteilung P. Dazu unterteile ich zunächst das Zeitintervall in n Teilintervalle, sodass jedes<br />
Intervall die Länge<br />
besitzt. Für ein hinreichend großes n kann man nun davon ausgehen, dass in<br />
jedem Teilintervall höchstens ein Schaden gemeldet wird. Die Wahrscheinlichkeit p für das Auftreten<br />
eines Schadens sollte möglichst proportional zur Länge des Intervalls sein, also<br />
, mit der<br />
Proportionalitätskonstante ε >0. Außerdem gehe ich davon aus, dass die einzelnen Schäden<br />
unabhängig voneinander auftreten. Nun kann man dieses Beispiel auf das Modell „Ziehen mit<br />
Zurücklegen“ übertragen. Hierbei wird n-mal gezogen und die Wahrscheinlichkeit, eine<br />
„Schadenskugel“ zu ziehen, ist<br />
. Die Verteilung ist also gegeben durch eine Binomialverteilung<br />
B n , . Da n sehr groß werden kann, liefert diese Überlegung folgenden Ansatz für die gesuchte<br />
Verteilung P:<br />
Über diesen Grenzwert gibt Satz (1.2) Auskunft.<br />
P({ }) B ({ }) N<br />
(1.2) Satz (Binomialapproximation der Poissonverteilung)<br />
Sei >0 und (p n ) n≥1 eine Folge in [0, 1] mit<br />
Dann konvergiert die Binomialverteilung B , das heißt, es existiert für alle k N:<br />
({ })<br />
Beweis.<br />
Für die Binomialverteilung B<br />
gilt:<br />
B ({ }) ( ) ( )<br />
( )<br />
( )<br />
( )<br />
( ) ( ) ( )<br />
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