Vamos a definir un bivariante variable aleatoria (X,Y) teniendo pdf f(x,y) como:
f(x,y)=λe−(1+x2)(1+y2)
donde−∞<x<∞−∞<y<∞.
Claramente, (X,Y)≁
Ahora la distribución Marginal de X se obtiene de la siguiente manera:
{f_X}(x) = \int\limits_{ - \infty }^\infty {f(x,y)dy}
= \lambda {e^{ - (1 + {x^2})}}\int\limits_{ - \infty }^\infty {{e^{ - (1 + {x^2}){y^2}}}dy}
Ahora, usando el hecho de que: \int\limits_{ - \infty }^\infty {{e^{ - a{x^2}}}dx = \sqrt {\frac{\pi }{a}} } , tenemos:
{f_X}(x) = \lambda {e^{ - (1 + {x^2})}}\sqrt {\frac{\pi }{{1 + {x^2}}}}
Del mismo modo, podemos encontrar la distribución Marginal de Y.
{f_Y}(y) = \lambda {e^{ - (1 + {y^2})}}\sqrt {\frac{\pi }{{1 + {y^2}}}}
Ahora,
f(x|y) = \frac{{f(x,y)}}{{f(y)}}
= \frac{{\lambda {e^{ - (1 + {x^2})(1 + {y^2})}}}}{{\lambda {e^{ - (1 + {y^2})}}\sqrt {\frac{\pi }{{1 + {y^2}}}} }}
Después de simplificar un poco finalmente tenemos,
= \frac{1}{{\sqrt {2\pi } \left( {\frac{1}{{\sqrt {2(1 + {y^2})} }}} \right)}}{e^{ - \frac{1}{2}{{\left( {\frac{x}{{\frac{1}{{\sqrt {2(1 + {y^2})} }}}}} \right)}^2}}}
\Rightarrow X|Y \sim N\left( {0,\frac{1}{{\sqrt {2(1 + {y^2})} }}} \right)
Del mismo modo, podemos mostrar que Y|X \sim N\left( {0,\frac{1}{{\sqrt {2(1 + {x^2})} }}} \right).
Por lo tanto, este ejemplo muestra que la normalidad de la condicional pdf(s) no implica que el bi-densidad de la variable aleatoria es también normal.