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Bachillerato

Variables aleatorias y sus parámetros

Un experimento puede producir una secuencia, un objeto o una medida. Una variable aleatoria convierte ese resultado en un número elegido con una regla fija: caras obtenidas, piezas marcadas o tiempo transcurrido. Vamos a construir sus probabilidades antes de resumirlas con una media y una dispersión.

Si necesitas repasar:

1. La regla de X está fijada; lo incierto es qué resultado llegará

Lanzamos dos monedas justas independientes y registramos el orden. En las tarjetas C significa cara y R significa cruz. Definimos la variable aleatoria X como número de caras. El resultado cara,cruz y el resultado cruz,cara son distintos, pero ambos producen el valor uno.

La variable agrupa resultados que dan el mismo número
C: cara · R: cruzRRRCCRCCX=01/4X=11/2X=21/4Dos resultados distintos dan X=1.
Dos monedas justas independientes generan RR, RC, CR y CC con probabilidad un cuarto cada uno; C significa cara y R cruz. La variable X cuenta caras: RR produce cero, RC y CR producen uno, CC produce dos. Por eso las masas de cero, uno y dos son un cuarto, un medio y un cuarto.

La mayúscula X nombra la variable antes de observarla; x es un posible valor concreto. Aleatoria no significa cambiar la regla al azar después: para cada resultado ya sabemos qué número le corresponde. Su distribución reúne las probabilidades de los valores que esa regla produce.

Una secuencia y un número son cosas distintas

Asigna el número de caras a cruz,cruz; cruz,cara; cara,cruz; cara,cara.

  1. Ninguna

    Cruz,cruz produce cero.

  2. Una

    Las dos secuencias mixtas producen uno.

  3. Dos

    Cara,cara produce dos.

Resultado

Los valores son 0,1,1,2.

Lo comprobamos

X=1 agrupa dos resultados experimentales, no uno solo.

Otra variable sobre el mismo experimento

Define Y=1 si las dos monedas son iguales y Y=0 si son distintas.

  1. Iguales

    Cruz,cruz y cara,cara producen Y=1.
  2. Distintas

    Las dos secuencias mixtas producen Y=0.
  3. Distribución

    Dos de cuatro equiprobables para cada valor.

Resultado

P(Y=0)=P(Y=1)=1/2.

Lo comprobamos

El experimento no cambió; cambió la pregunta numérica que elegimos registrar.

2. Una distribución discreta asigna una masa a cada valor

Una variable discreta toma valores de un conjunto finito o numerable. Su función de masa p(x)=P(X=x) debe ser no negativa y sumar uno sobre todos los valores. Para reunir varios valores sumamos sus masas, porque una misma variable no toma dos valores distintos a la vez.

Las alturas son probabilidades puntuales en una distribución discreta
01/41/2012p(x) = P(X=x)1/4 + 1/2 + 1/4 = 1
La variable número de caras en dos monedas justas independientes tiene masas un cuarto en cero, un medio en uno y un cuarto en dos. Las barras separadas muestran esas probabilidades de puntos, que suman uno. No se interpreta su área como una densidad continua.

Los valores no tienen por qué ser equiprobables. Primero agrupamos los resultados que dan el mismo número y después sumamos sus probabilidades. Si falta una masa en una tabla completa, se puede deducir de la suma uno; si la tabla omite más valores, ese cálculo no determina una casilla concreta.

La masa del número de caras

Construye p(0),p(1),p(2) para dos monedas justas independientes.

  1. Cero

    Un resultado de cuatro: 1/4.

  2. Uno

    Dos resultados: 2/4=1/2.
  3. Dos

    Un resultado: 1/4.

  4. Revisar

    1/4+1/2+1/4=1.
Resultado

Masas 1/4,1/2,1/4.

Lo comprobamos

Tres valores posibles no implican probabilidad un tercio para cada uno.

Completar una tabla exhaustiva

X solo toma 0,1,3 con masas 0,2;0,5;q. Encuentra q y P(X≥1).

  1. Normalización

    0,2+0,5+q=1, así que q=0,3.
  2. Suceso pedido

    X≥1 reúne uno y tres.
  3. Sumar

    0,5+0,3=0,8.
Resultado

q=0,3 y P(X≥1)=0,8.

Lo comprobamos

Todos los valores posibles se declararon; por eso la masa faltante queda determinada.

3. En una variable con densidad la probabilidad se mide por área

Si X tiene densidad f, una probabilidad de intervalo se calcula como área: P(a≤X≤b)=∫ de a a b de f(x) dx. La densidad es no negativa y su área total uno. Una altura puede superar uno; las unidades de f son inversas a las de x, para que altura por anchura no tenga unidades.

La probabilidad depende de una anchura, además de la altura
2101/2f(x)=2 en [0;1/2]Área: (0,3−0,1)·2 = 0,4
Densidad uniforme de altura dos entre cero y un medio. La franja entre 0,1 y 0,3 tiene anchura 0,2 y área 0,4; esa es su probabilidad. La altura sola no es una probabilidad.

Cada punto individual tiene probabilidad cero en este modelo, por eso incluir o excluir un extremo no cambia el área. Eso no impide obtener una medición. Discreta y con densidad son dos clases básicas; también existen mezclas con masas puntuales y una parte continua.

Altura dos, área válida

X tiene densidad dos en [0,1/2] y cero fuera. Calcula área total y P(0,1≤X≤0,3).

  1. Normalizar

    Altura dos por anchura 1/2: área uno.

  2. Intervalo

    Anchura 0,3−0,1=0,2.
  3. Probabilidad

    Dos por 0,2: 0,4.

Resultado

Área total uno y probabilidad 0,4.

Lo comprobamos

No interpretamos la altura dos como una probabilidad del doscientos por ciento.

Valor exacto y lectura redondeada son eventos distintos

En ese mismo modelo, compara X=0,25 con redondear X a 0,25 con dos decimales.

  1. Punto exacto

    P(X=0,25)=0.
  2. Redondeo declarado

    Con redondeo al centésimo más próximo, la lectura 0,25 reúne el intervalo de 0,245 a 0,255, salvo una convención de extremos que aquí no cambia la probabilidad.

  3. Área del intervalo

    Anchura 0,01 por altura dos: 0,02.

Resultado

Cero para el punto exacto; 0,02 para esa lectura redondeada.

Lo comprobamos

El instrumento comunica una precisión finita, que corresponde a un intervalo y no a una masa puntual.

4. La acumulada F(x) reúne toda la probabilidad hasta x, incluido x

F(x)=P(X≤x) está definida para cualquier variable aleatoria real. No decrece, es continua por la derecha y tiende a cero hacia −∞ y a uno hacia +∞. Una masa puntual aparece como un salto; su tamaño es la probabilidad de ese punto.

La acumulada suma la masa al llegar a cada valor
-101231/43/41F(x) = P(X≤x)En el salto cuenta el punto lleno.
Para masas un cuarto en cero, un medio en uno y un cuarto en dos, F es cero antes de cero, un cuarto desde cero hasta uno excluido, tres cuartos desde uno hasta dos excluido y uno desde dos. Los puntos llenos en cada salto indican continuidad por la derecha.
F(b)−F(a) calcula P(a<X≤b), excluyendo a.

Para incluir ese extremo cuando tiene masa, añadimos P(X=a). En una variable con densidad no hay ese salto; donde F se deriva como corresponde, F′=f, una densidad y no una probabilidad de punto.

Leer los saltos de las dos monedas

Con masas 1/4 en cero,1/2 en uno,1/4 en dos, calcula F(0,5) y F(1).

  1. Hasta 0,5

    Solo está el valor cero: 1/4.

  2. Hasta uno incluido

    Se suman cero y uno: 1/4+1/2=3/4.
  3. Salto en uno

    3/4−1/4=1/2, la masa de X=1.
Resultado

F(0,5)=1/4 y F(1)=3/4.

Lo comprobamos

El punto lleno del dibujo indica el valor después de incorporar la masa del salto.

El extremo izquierdo importa en discreta

Compara P(0<X≤1) y P(0≤X≤1) con esa distribución.

  1. Excluir cero

    F(1)−F(0)=3/4−1/4=1/2.
  2. Incluir cero

    Añadimos su masa 1/4.

  3. Resultado

    1/2+1/4=3/4.
Resultado

Un medio y tres cuartos.

Lo comprobamos

Las dos probabilidades difieren exactamente en el tamaño del salto en cero.

Una acumulada continua

En la uniforme de altura dos en [0,1/2], encuentra F(0,1) y F(0,3).

  1. Regla dentro del intervalo

    F(x)=2x, porque la base acumulada desde cero mide x.

  2. Evaluar

    F(0,1)=0,2 y F(0,3)=0,6.
  3. Restar

    0,6−0,2=0,4, la probabilidad de la franja anterior.
Resultado

Acumuladas 0,2 y 0,6.

Lo comprobamos

Fuera del intervalo, F vale cero antes de cero y uno desde un medio en adelante.

5. La esperanza es una media que pondera cada valor por su probabilidad

En discreta, E[X]=∑x p(x).

Cada valor aporta lo que vale multiplicado por su frecuencia probabilística.

Con densidad, usamos E[X]=∫x f(x) dx.

Para una esperanza real finita pedimos E[|X|]<∞; no hacemos cancelaciones formales entre infinitos.

La esperanza puede no ser un valor que la variable tome. Describe una media probabilística, no el siguiente resultado. Su interpretación como promedio a largo plazo se apoya en leyes de grandes números bajo sus hipótesis; no garantiza que una tanda corta compense exactamente los resultados anteriores.

Una media con pesos distintos

X toma 0,1,3 con probabilidades 0,2;0,5;0,3. Halla E[X].

  1. Contribuciones

    0·0,2=0; 1·0,5=0,5; 3·0,3=0,9.
  2. Sumar

    0+0,5+0,9=1,4.
  3. Interpretar

    La media está entre cero y tres, aunque 1,4 no sea un valor posible de X.

Resultado

E[X]=1,4.

Lo comprobamos

No usamos (0+1+3)/3: los tres valores no pesan lo mismo.

Una esperanza mediante área ponderada

Halla E[X] en la uniforme de altura dos sobre [0,1/2].

  1. Integral

    ∫ de cero a un medio de 2x dx.

  2. Primitiva

    x².

  3. Evaluar

    (1/2)²−0=1/4.
Resultado

E[X]=1/4.

Lo comprobamos

Coincide con el centro por simetría; es una media, no una masa positiva en ese punto.

6. La varianza promedia distancias a la media elevadas al cuadrado

Con μ=E[X], la varianza es E[(X−μ)²].

Si el segundo momento es finito, equivale a E[X²]−μ². Primero promediamos cuadrados y después restamos el cuadrado de la media. La desviación típica σ es la raíz no negativa de la varianza y vuelve a las unidades de X.

La varianza no puede ser negativa. Si vale cero, X=μ con probabilidad uno; puede seguir tomando otro valor en resultados de probabilidad cero. Una esperanza finita no garantiza segundo momento finito: antes de usar un parámetro verificamos que exista.

Segundo momento y varianza

Para X de valores 0,1,3 y masas 0,2;0,5;0,3, usa μ=1,4.

  1. Segundo momento

    E[X²]=0²·0,2+1²·0,5+3²·0,3=0,5+2,7=3,2.
  2. Restar el cuadrado de la media

    Var(X)=3,2−1,4²=3,2−1,96=1,24.
  3. Desviación

    σ=√1,24≈1,114.
Resultado

Varianza 1,24 y desviación aproximadamente 1,114.

Lo comprobamos

Con desviaciones directas: 0,2·1,96+0,5·0,16+0,3·2,56=1,24.

Dos formas de comprobar una dispersión

X toma cero y dos con probabilidad un medio cada uno.

  1. Media

    E[X]=1.
  2. Desviaciones

    Ambos valores están a distancia uno: varianza (1/2)·1²+(1/2)·1²=1.

  3. Segundo momento

    E[X²]=2; restar μ²=1 vuelve a dar uno.
Resultado

Varianza uno, desviación uno.

Lo comprobamos

La media uno no es un resultado de X, pero sí el centro respecto al que medimos distancias.

Probabilidad uno no exige igualdad en cada resultado de probabilidad cero

El resultado a tiene probabilidad uno y b cero; X(a)=0 y X(b)=1.

  1. Media

    0·1+1·0=0.
  2. Segundo momento

    También cero.

  3. Varianza

    Cero: X=0 con probabilidad uno, aunque su regla asigne uno al resultado b de probabilidad cero.

Resultado

Varianza cero y constancia con probabilidad uno.

Lo comprobamos

La precisión con probabilidad uno conserva la diferencia entre un evento nulo y una igualdad de funciones en todo punto.

7. Trasladar cambia la media; escalar cambia las distancias

Para constantes a,b y momentos finitos, E[aX+b]=aE[X]+b y Var(aX+b)=a²Var(X). Sumar b desplaza todo sin modificar distancias al nuevo centro. Multiplicar por a escala cada desviación y, al cuadrarla, produce a².

E[X+Y]=E[X]+E[Y] no exige independencia cuando las esperanzas son finitas. Para varianzas, con segundos momentos finitos: Var(X+Y)=Var(X)+Var(Y)+2Cov(X,Y), donde Cov(X,Y)=E[(X−E[X])(Y−E[Y])]. Si son independientes, la covarianza es cero y las varianzas se suman.

Una escala negativa también se eleva al cuadrado

X tiene media uno y varianza uno. Halla media, varianza y desviación de Y=−2X+5.

  1. Media

    −2·1+5=3.
  2. Varianza

    (−2)²·1=4.
  3. Desviación

    √4=2.
Resultado

Media tres, varianza cuatro, desviación dos.

Lo comprobamos

El cambio de sentido por −2 no convierte una varianza en negativa.

Sumar dos copias independientes o repetir la misma variable

X toma cero y dos equiprobables, con media y varianza uno. Compara X₁+X₂ independientes con X+X.

  1. Medias

    Ambas sumas tienen media dos.

  2. Independientes

    La varianza es 1+1=2.
  3. Misma variable repetida

    X+X=2X tiene varianza 4·1=4.
Resultado

Misma media, pero varianzas dos y cuatro.

Lo comprobamos

Repetir la misma variable conserva dependencia perfecta; no se usa la suma independiente de varianzas.

8. Para una función de X transformamos cada valor antes de promediar

En discreta, E[g(X)]=∑g(x)p(x), siempre que la esperanza esté bien definida. No hace falta construir otra tabla si podemos transformar cada valor con sus pesos originales. En general no coincide con g(E[X]); sí para las transformaciones afines que acabamos de estudiar.

Antes de calcular comprobamos masas no negativas y suma uno. En una distribución finita, la media queda entre el menor y el mayor valor y la varianza es no negativa. Revisar por desviaciones y por segundo momento ofrece dos cuentas independientes del mismo parámetro.

Cuadrar antes y después da preguntas distintas

X toma cero y dos con probabilidad un medio cada uno. Compara E[X²] con (E[X])².

  1. Cuadrar valores

    X² toma cero y cuatro: E[X²]=2.
  2. Promediar primero

    E[X]=1; su cuadrado es uno.
  3. Diferencia

    Dos menos uno es la varianza uno.

Resultado

E[X²]=2, mientras (E[X])²=1.

Lo comprobamos

La esperanza no atraviesa cualquier función curva.

El valor absoluto evita la cancelación

X toma −1 y 1 equiprobables. Compara E[X] y E[|X|].

  1. Con signo

    (−1)/2+1/2=0.
  2. Transformar primero

    |X| vale uno en ambos casos.

  3. Promedio absoluto

    E[|X|]=1.
Resultado

Cero y uno, respectivamente.

Lo comprobamos

Las dos masas suman uno y ambos resultados respetan los rangos de las variables que realmente se promedian.

Ahora lo resolvemos de principio a fin.

EJEMPLO RESUELTO 1

Un indicador

X vale 1 con probabilidad 0,3 y 0 con probabilidad 0,7. Halla esperanza y varianza.

  1. Distribución

    X vale uno con probabilidad 0,3 y cero con probabilidad 0,7; suman uno.

  2. Media ponderada

    E[X]=1·0,3+0·0,7=0,3.
  3. Cuadrados

    Al ser indicador, X²=X, de modo que E[X²]=0,3.
  4. Varianza

    0,3−0,3²=0,3−0,09=0,21.
  5. Control

    p(1−p)=0,3·0,7=0,21.
Resultado

Esperanza 0,3; varianza 0,21.

Lo comprobamos

También p(1−p)=0,3·0,7=0,21.

EJEMPLO RESUELTO 2

Distribución discreta

X toma 0,1,2 con probabilidades 1/4,1/2,1/4. Halla E[X].

  1. Comprobar masas

    1/4+1/2+1/4=1.
  2. Ponderar valores

    E[X]=0·(1/4)+1·(1/2)+2·(1/4).
  3. Sumar

    Cero más un medio más un medio: uno.

  4. Revisar

    Las masas de cero y dos son simétricas alrededor de uno, que coincide con la media.

Resultado

1.

Lo comprobamos

La distribución es simétrica alrededor de 1.

Los símbolos que hemos usado

X
Variable aleatoria que asigna un número a cada resultado del experimento.
p(x)=P(X=x)
Masa de probabilidad en un valor discreto x.
F(x)=P(X≤x)
Función de distribución acumulada de X.
μ=E[X]
Esperanza o media probabilística de X, cuando existe.
Var(X)
Esperanza de la desviación cuadrática (X−μ)².
σ
Desviación típica, raíz no negativa de la varianza.
E[X²]
Segundo momento de X, distinto en general de (E[X])².

Ahora te toca a ti.

Tienes cinco ejercicios. Inténtalos; las pistas te ayudan si te atascas.

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