第三章 多维随机变量及其分布(2)

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概率论与数理统计第三章多维随机变量及其分布习题解答

概率论与数理统计第三章多维随机变量及其分布习题解答

习题3-11、设(,)X Y 的分布律为求a 。

解:由分布律的性质,得1,0iji jp a =>∑∑,即111111691839a +++++=,0a >, 解得,29a =。

注:考察分布律的完备性和非负性。

2、设(,)X Y 的分布函数为(,)F x y ,试用(,)F x y 表示:(1){,}P a X b Y c ≤≤<;(2){0}P Y b <<;(3){,}P X a Y b ≥<。

解:根据分布函数的定义(,){,}F x y P X x Y y =≤≤,得(1){,}{,}{,}(,)(,)P a X b Y c P X b Y c P X a Y c F b c F a c ---≤≤<=≤<-<<=-; (2){0}{,}{,0}(,)(,0)P Y b P X Y b P X Y F b F -<<=≤+∞<-≤+∞≤=+∞-+∞; (3){,}{,}{,}(,)(,)P X a Y b P X Y b P X a Y b F b F a b ---≥<=≤+∞<-<<=+∞-。

3、设二维随机变量(,)X Y 的分布函数为(,)F x y ,分布律如下:试求:(1)13{,04}22P X Y <<<<;(2){12,34}P X Y ≤≤≤≤;(3)(2,3)F 。

解:由(,)X Y 的分布律,得 (1)1311{,04}{1,1}{1,2}{1,3}002244P X Y P X Y P X Y P X Y <<<<===+==+===++=; (2){12,34}{1,3}{1,4}{2,3}{2,4}P X Y P X Y P X Y P X Y P X Y ≤≤≤≤===+==+==+==1150016416=+++=;(3)(2,3){2,3}{1,1}{1,2}{1,3}F P X Y P X Y P X Y P X Y =≤≤===+==+==1119{2,1}{2,2}{2,3}000416416P X Y P X Y P X Y +==+==+===+++++=。

《概率论与数理统计》习题二

《概率论与数理统计》习题二

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边缘分布和条件分布

边缘分布和条件分布

f (x, y)dx
x
f (x, y) dx
fY ( y)
fY ( y)
定义:设(X ,Y )的概率密度为f (x, y), fY ( y)为Y的边缘密度
若对固定的y,
fY ( y)
0, 则称
f (x, y) 为在Y fY ( y)
y的条件下X
的条件概率密度,记为
f (x, y) f X |Y (x | y) A fY ( y)
第三章 多维随机变量及其分布 第二次课
•边缘分布 •条件分布
1
§2 边缘分布
1.边缘分布函数
设 二维随机变量(X,Y)的分布函数为 F(x, y) 分量X、Y也是随机变量,它们的分布函数FX (x), FY ( y) 分别称为(X,Y)关于X、Y的边缘分布函数.
边缘分布函数与联合分布函数的关系
FX (x) P{X≤x} P{X≤x,Y≤ } F (x, )
其它 0,
其它
19
1, 1 y2
1 y2 x
1 y2
0,
其它
当| y | 1时,X 在Y=y的条件下的条件密度不存在。
17
例:设数X 在区间(0,1)上随机取值,当观察到
X x(0 x 1) 时,数Y 在区间 (x,1) 上随机取
值,求Y的概率密度fY ( y).
解:
1, 0 x 1
fX (x) 0, 其它
对x (0 x 1)
fY | X
(y
|
x)
1 1
x
,
x
y
1
0, 其它
18
因此,(X,Y)的联合密度
f
(x,
y)
fY|X ( y |

概率论与数理统计(理工类,第四版)吴赣昌主编课后习题答案第三章

概率论与数理统计(理工类,第四版)吴赣昌主编课后习题答案第三章

第三章多维随机变量及其分布3.1 二维随机变量及其分布习题1设(X,Y)的分布律为X\Y12311/61/91/1821/3a1/9求a.分析:dsfsd1f6d54654646解答:由分布律性质∑i⋅jPij=1,可知1/6+1/9+1/18+1/3+a+1/9=1,解得a=2/9.习题2(1)2.设(X,Y)的分布函数为F(x,y),试用F(x,y)表示:(1)P{a<X≤b,Y≤c};解答:P{a<X≤b,Y≤c}=F(b,c)-F(a,c).习题2(2)2.设(X,Y)的分布函数为F(x,y),试用F(x,y)表示:(2)P{0<Y≤b};解答:P{0<Y≤b}=F(+∞,b)-F(+∞,0).习题2(3)2.设(X,Y)的分布函数为F(x,y),试用F(x,y)表示:(3)P{X>a,Y≤b}.解答:P{X>a,Y≤b}=F(+∞,b)-F(a,b).习题3(1)3.设二维离散型随机变量的联合分布如下表:试求:(1)P{12<X<32,0<Y<4;解答:P{12<X<23,0<Y<4P{X=1,Y=1}+P{X=1,Y=2}+P{X=1,Y=3}=P{X=1,Y=1}+P{X=1,Y=2}+P{X=1,Y=3}=14+0+0=14.习题3(2)3.设二维离散型随机变量的联合分布如下表:试求:(2)P{1≤X≤2,3≤Y≤4};解答:P{1≤X≤2,3≤Y≤4}=P{X=1,Y=3}+P{X=1,Y=4}+P{X=2,Y=3}+P{X=2,Y=4}=0+116+0+14=516.习题3(3)3.设二维离散型随机变量的联合分布如下表:试求:(3)F(2,3).解答:F(2,3)=P(1,1)+P(1,2)+P(1,3)+P(2,1)+P(2,2)+P(2,3)=14+0+0+116+14+0=916.习题4设X,Y为随机变量,且P{X≥0,Y≥0}=37,P{X≥0}=P{Y≥0}=47,求P{max{X,Y}≥0}.解答:P{max{X,Y}≥0}=P{X,Y至少一个大于等于0}=P{X≥0}+P{Y≥0}-P{X≥0,Y≥0}=47+47-37=57.习题5(X,Y)只取下列数值中的值:(0,0),(-1,1),(-1,13),(2,0)且相应概率依次为16,13,112,512,请列出(X,Y)的概率分布表,并写出关于Y的边缘分布.解答:(1)因为所给的一组概率实数显然均大于零,且有16+13+112+512=1,故所给的一组实数必是某二维随机变量(X,Y)的联合概率分布. 因(X,Y)只取上述四组可能值,故事件:{X=-1,Y=0},{X=0,Y=13,{X=0,Y=1},{X=2,Y=13,{X=2,Y=1}均为不可能事件,其概率必为零. 因而得到下表:Y01/31pk7/121/121/3习题6设随机向量(X,Y)服从二维正态分布N(0,0,102,102,0),其概率密度为f(x,y)=1200πex2+y2200,求P{X≤Y}.解答:由于P{X≤Y}+P{X>Y}=1,且由正态分布图形的对称性,知P{X≤Y}=P{X>Y},故P{X≤Y}=12.习题7设随机变量(X,Y)的概率密度为f(x,y)={k(6-x-y),0<x<2,2<y<40,其它, (1)确定常数k;(2)求P{X<1,Y<3};(3)求P{X<1.5};(4)求P{X+Y≤4}.解答:如图所示(1)由∫-∞+∞∫-∞+∞f(x,y)dxdy=1,确定常数k.∫02∫24k(6-x-y)dydx=k∫02(6-2x)dx=8k=1,所以k=18.(2)P{X<1,Y<3}=∫01dx∫2318(6-x-y)dy=38.(3)P{X<1.5}=∫01.5dx∫2418(6-x-y)dy=2732.(4)P{X+Y≤4}=∫02dx∫24-x18(6-x-y)dy=23.习题8已知X和Y的联合密度为f(x,y)={cxy,0≤x≤1,0≤y≤10,其它,试求:(1)常数c;(2)X和Y的联合分布函数F(x,y).解答:(1)由于1=∫-∞+∞∫-∞+∞f(x,y)dxdy=c∫01∫01xydxdy=c4,c=4.(2)当x≤0或y≤0时,显然F(x,y)=0;当x≥1,y≥1时,显然F(x,y)=1;设0≤x≤1,0≤y≤1,有F(x,y)=∫-∞x∫-∞yf(u,v)dudv=4∫0xudu∫0yvdv=x2y2.设0≤x≤1,y>1,有F(x,y)=P{X≤1,Y≤y}=4∫0xudu∫01ydy=x2.最后,设x>1,0≤y≤1,有F(x,y)=P{X≤1,Y≤y}=4∫01xdx∫0yvdv=y2.函数F(x,y)在平面各区域的表达式F(x,y)={0,x≤0或y≤0x2,0≤x≤1,y>1x2y2,0≤x≤1,0≤y≤1.y2,x>习题9设二维随机变量(X,Y)的概率密度为f(x,y)={4.8y(2-x),0≤x≤1,x≤y≤10,其它,求边缘概率密度fY(y).解答:fX(x)=∫-∞+∞f(x,y)dy={∫0x4.8y(2-x)dy,0≤x≤10,其它={2.4x2(2-x),0≤x≤10,其它.fY(y)=∫-∞+∞f(x,y)dx={∫0y4.8y(2-x)dx,0≤y≤10,其它={2.4y(4y-y2),0≤y≤10,其它.习题10设(X,Y)在曲线y=x2,y=x所围成的区域G里服从均匀分布,求联合分布密度和边缘分布密度. 解答:区域G的面积A=∫01(x-x2)dx=16,由题设知(X,Y)的联合分布密度为f(x,y)={6,0≤x≤1,x2≤y≤x0,其它,从而fX(x)=∫-∞+∞f(x,y)dy=6∫x2xdy=6(x-x2),0≤x≤1,即fX(x)={6(x-x2),0≤x≤10,其它,fY(y)=∫-∞+∞f(x,y)dx=6∫yydx=6(y-y),0≤y≤1,即fY(y)={6(y-y),0≤y≤10,其它.3.2 条件分布与随机变量的独立性习题1二维随机变量(X,Y)的分布律为从而(X,Y)的联合概率分布为P{X≤a,∣X∣≤a}=P{X≤a}⋅P{∣X∣≤a},而事件{∣X∣≤a}⊂{X≤a},故由上式有P{∣X∣≤a}==P{X≤a}⋅P{∣X∣≤a},⇒P{∣X∣≤a}(1-P{X≤a})=0⇒P{∣X≤a∣}=0或1=P{X≤a}⋅(∀a>0)但当a>0时,两者均不成立,出现矛盾,故X与∣X∣不独立.习题9设X和Y是两个相互独立的随机变量,X在(0,1)上服从均匀分布,Y的概率密度为fY(y)={12e-y2,y>00,y≤0,(1)求X与Y的联合概率密度;(2)设有a的二次方程a2+2Xa+Y=0,求它有实根的概率.解答:(1)由题设易知fX(x)={1,0<x<10,其它,又X,Y相互独立,故X与Y的联合概率密度为f(x,y)=fX(x)⋅fY(y)={12e-y2,0<x<1,y>00,其它;(2)因{a有实根}={判别式Δ2=4X2-4Y≥0}={X2≥Y},故如图所示得到:P{a有实根}=P{X2≥Y}=∫∫x2>yf(x,y)dxdy=∫01dx∫0x212e-y2dy=-∫01e-x22dx=1-[∫-∞1e-x22dx-∫-∞0e-x22dx]=1-2π[12π∫-∞1e-x22dx-12π∫-∞0e-x22dx]=1-2π[Φ(1)-Φ(0),又Φ(1)=0.8413,Φ(0)=0.5,于是Φ(1)-Φ(0)=0.3413,所以P{a有实根}=1-2π[Φ(1)-Φ(0)]≈1-2.51×0.3413=0.1433.3.3 二维随机变量函数的分布习题1设随机变量X和Y相互独立,且都等可能地取1,2,3为值,求随机变量U=max{X,Y}和V=min{X,Y}的联合分布.解答:由于U≥V,可见P{U=i,V=j}=0(i<j).此外,有P{U=V=i}=P{X=Y=i}=1/9(i=1,2,3),P{U=i,V=j}=P{X=i,Y=j}+P{X=j,Y=i}=2/9(i>j),于是,随机变量U和V的联合概率分布为=∫01dy∫y2y12dx=14,P{U=1,V=1}=1-P{U=0,V=0}-P{U=0,V=1}-P{U=1,V=0}=1/2,即U\V01011/401/41/2习题4设(X,Y)的联合分布密度为f(x,y)=12πe-x2+y22,Z=X2+Y2,求Z的分布密度.解答:FZ(z)=P{Z≤z}=P{X2+Y2≤z}.当z<0时,FZ(z)=P(∅)=0;当z≥0时,FZ(z)=P{X2+Y2≤z2}=∫∫x2+y2≤z2f(x,y)dxdy=12π∫∫x2+y2≤z2e-x2+y22dxdy=12π∫02πdθ∫0ze-ρ22ρdρ=∫0ze-ρ22ρdρ=1-e-z22.故Z的分布函数为FZ(z)={1-e-z22,z≥00,z<0.Z的分布密度为fZ(z)={ze-z22,z>00,z≤0.习题5设随机变量(X,Y)的概率密度为f(x,y)={12(x+y)e-(x+y),x>0,y>00,其它,(1)问X和Y是否相互独立?(2)求Z=X+Y的概率密度.解答:(1)fX(x)=∫-∞+∞f(x,y)dy={∫0+∞12(x+y)e-(x+y)dy,x>00,x≤0\under2line令x+y=t{∫x+∞12te-tdt=12(x+1)e-x,x>00,x≤0,由对称性知fY(y)={12(y+1)e-y,y>00,y≤0,显然f(x,y)≠fX(x)fY(y),x>0,y>0,所以X与Y不独立.(2)用卷积公式求fZ(z)=∫-∞+∞f(x,z-x)dx.当{x>0z-x>0即{x>0x<z时,f(x,z-x)≠0,所以当z≤0时,fZ(z)=0;当z>0时,fZ(z)=∫0z12xe-xdx=12z2e-z.于是,Z=X+Y的概率密度为fZ(z)={12z2e-z,z>00,z≤0.习题6设随机变量X,Y相互独立,若X服从(0,1)上的均匀分布,Y服从参数1的指数分布,求随机变量Z=X+Y的概率密度.解答:据题意,X,Y的概率密度分布为fX(x)={1,0<x<10,其它,fY(y)={e-y,y≥00,y<0,由卷积公式得Z=X+Y的概率密度为fZ(z)=∫-∞+∞fX(x)fY(z-x)dx=∫-∞+∞fX(z-y)fY(y)dy=∫0+∞fX(z-y)e-ydy.由0<z-y<1得z-1<y<z,可见:当z≤0时,有fX(z-y)=0,故fZ(z)=∫0+∞0⋅e-ydy=0;当z>0时,fZ(z)=∫0+∞fX(z-y)e-ydy=∫max(0,z-1)ze-ydy=e-max(0,z-1)-e-z,即fZ(z)={0,z≤01-e-z,0<z≤1e1-z-e-z,z>1.习题7设随机变量(X,Y)的概率密度为f(x,y)={be-(x+y),0<x<1,0<y<+∞,0,其它.(1)试确定常数b;(2)求边缘概率密度fX(x),fY(y);(3)求函数U=max{X,Y}的分布函数.解答:(1)由∫-∞+∞∫-∞+∞f(x,y)dxdy=1,确定常数b.∫01dx∫0+∞be-xe-ydy=b(1-e-1)=1,所以b=11-e-1,从而f(x,y)={11-e-1e-(x+y),0<x<1,0<y<+∞,0,其它.(2)由边缘概率密度的定义得fX(x)={∫0+∞11-e-1e-(x+y)dy=e-x1-e-x,0<x<1,0,其它,fY(x)={∫0111-e-1e-(x+y)dx=e-y,0<y<+∞,0,其它(3)因为f(x,y)=fX(x)fY(y),所以X与Y独立,故FU(u)=P{max{X,Y}≤u}=P{X≤u,Y≤u}=FX(u)F Y(u),其中FX(x)=∫0xe-t1-e-1dt=1-e-x1-e-1,0<x<1,所以FX(x)={0,x≤0,1-e-x1-e-1,0<x<1,1,x≥1.同理FY(y)={∫0ye-tdt=1-e-y,0<y<+∞,0,y≤0,因此FU(u)={0,u<0,(1-e-u)21-e-1,0≤u<1,1-e-u,u≥1.习题8设系统L是由两个相互独立的子系统L1和L2以串联方式联接而成,L1和L2的寿命分别为X与Y,其概率密度分别为ϕ1(x)={αe-αx,x>00,x≤0,ϕ2(y)={βe-βy,y>00,y≤0,其中α>0,β>0,α≠β,试求系统L的寿命Z的概率密度.解答:设Z=min{X,Y},则F(z)=P{Z≥z}=P{min(X,Y)≤z}=1-P{min(X,Y)>z}=1-P{X≥z,Y≥z}=1-[1P{X<z}][1-P{Y<z}]=1-[1-F1{z}][1-F2{z}]由于F1(z)={∫0zαe-αxdx=1-e-αz,z≥00,z<0,F2(z)={1-e-βz,z≥00,z<0,故F(z)={1-e-(α+β)z,z≥00,z<0,从而ϕ(z)={(α+β)e-(α+β)z,z>00,z≤0.习题9设随机变量X,Y相互独立,且服从同一分布,试证明:P{a<min{X,Y}≤b}=[P{X>a}]2-[P{X>b}]2.解答:设min{X,Y}=Z,则P{a<min{X,Y}≤b}=FZ(b)-FZ(a),FZ(z)=P{min{X,Y}≤z}=1-P{min{X,Y}>z}=1-P{X>z,Y>z}=1-P{X>z}P{Y>z}=1-[P{X>z}]2,代入得P{a<min{X,Y}≤b}=1-[P{X>b}]2-(1-[P{X>a}]2)=[P{X>a}]2-[P{X>b}]2.证毕.复习总结与总习题解答习题1在一箱子中装有12只开关,其中2只是次品,在其中取两次,每次任取一只,考虑两种试验:(1)放回抽样;(2)不放回抽样.我们定义随机变量X,Y如下:X={0,若第一次取出的是正品1,若第一次取出的是次品, Y={0,若第二次取出的是正品1,若第二次取出的是次品,试分别就(1),(2)两种情况,写出X和Y的联合分布律.解答:(1)有放回抽样,(X,Y)分布律如下:P{X=0,Y=0}=10×1012×12=2536; P{X=1,Y=0}=2×1012×12=536,P{X=0,Y=1}=10×212×12=536, P{X=1,Y=1}=2×212×12=136,(2)不放回抽样,(X,Y)的分布律如下:P{X=0,Y=0}=10×912×11=4566, P{X=0,Y=1}=10×212×11=1066,P{X=1,Y=1}=2×112×11=166,习题2假设随机变量Y服从参数为1的指数分布,随机变量Xk={0,若Y≤k1,若Y>k(k=1,2),求(X1,X2)的联合分布率与边缘分布率.解答:因为Y服从参数为1的指数分布,X1={0,若Y≤11,若Y>1, 所以有P{X1=1}=P{Y>1}=∫1+∞e-ydy=e-1,P{X1=0}=1-e-1,同理P{X2=1}=P{Y>2}=∫2+∞e-ydy=e-2,P{X2=0}=1-e-2,因为P{X1=1,X2=1}=P{Y>2}=e-2,P{X1=1,X2=0}=P{X1=1}-P{X1=1,X2=1}=e-1-e-2,P{X1=0,X2=0}=P{Y≤1}=1-e-1,P{X1=0,X2=1}=P{X1=0}-P{X1=0,X2=0}=0,故(X1,X2)联合分布率与边缘分布率如下表所示:习题3在元旦茶话会上,每人发给一袋水果,内装3只橘子,2只苹果,3只香蕉. 今从袋中随机抽出4只,以X记橘子数,Y记苹果数,求(X,Y)的联合分布.解答:X可取值为0,1,2,3,Y可取值0,1,2.P{X=0,Y=0}=P{∅}=0,P{X=0,Y=1}=C30C21C33/C84=2/70,P{X=0,Y=2}=C30C22C32/C84=3/70,P{X=1,Y=0}=C31C20C33/C84=3/70,P{X=1,Y=1}=C31C21C32/C84=18/70,P{X=1,Y=2}=C31C22C31/C84=9/70,P{X=2,Y=0}=C32C20C32/C84=9/70,P{X=2,Y=1}=C32C21C31/C84=18/70,P{X=2,Y=2}=C32C22C30/C84=3/70,P{X=3,Y=0}=C33C20C31/C84=3/70,P{X=3,Y=1}=C33C21C30/C84=2/70,P{X=3,Y=2}=P{∅}=0,所以,(X,Y)的联合分布如下:习题4设随机变量X与Y相互独立,下表列出了二维随机变量(X,Y)的联合分布律及关于X与Y解答:由题设X与Y相互独立,即有pij=pi⋅p⋅j(i=1,2;j=1,2,3), p⋅1-p21=p11=16-18=124,又由独立性,有p11=p1⋅p⋅1=p1⋅16故p1⋅=14.从而p13=14-124-18, 又由p12=p1⋅p⋅2, 即18=14⋅p⋅2.从而p⋅2=12. 类似的有p⋅3=13,p13=14,p2⋅=34.将上述数值填入表中有习题5设随机变量(X,Y)的联合分布如下表:求:(1)a值;(2)(X,Y)的联合分布函数F(x,y);(3)(X,Y)关于X,Y的边缘分布函数FX(x)与FY(y).解答:(1)\because由分布律的性质可知∑i⋅jPij=1, 故14+14+16+a=1,∴a=13.(2)因F(x,y)=P{X≤x,Y≤y}①当x<1或y<-1时,F(x,y)=0;②当1≤x<2,-1≤y<0时,F(x,y)=P{X=1,Y=-1}=1/4;③当x≥2,-1≤y<0时,F(x,y)=P{X=1,Y=-1}+P{X=2,Y=-1}=5/12;④当1≤x<2,y>0时,F(x,y)=P{X=1,Y=-1}+P{X=1,Y=0}=1/2;⑤当x≥2,y≥0时,F(x,y)=P{X=1,Y=-1}+P{X=2,Y=-1}+P{X=1,Y=0}+P{X=2,Y=0}=1;综上所述,得(X,Y)联合分布函数为F(x,y)={0,x<1或y<-11/4,1≤x<2,-1≤y<05/12,x≥2,-1≤y<01/2,1≤x<2,y≥01,x≥2,y≥0.(3)由FX(x)=P{X≤x,Y<+∞}=∑xi<x∑j=1+∞pij, 得(X,Y)关于X的边缘分布函数为:FX(x)={0,x<114+14,1≤x<214+14+16+13,x≥2={0,x<11/2,1≤x<21,x≥2,同理,由FY(y)=P{X<+∞,Y≤y}=∑yi≤y∑i=1+∞Pij, 得(X,Y)关于Y的边缘分布函数为FY(y)={0,y<-12/12,-1≤y<01,y≥0.习题6设随机变量(X,Y)的联合概率密度为f(x,y)={c(R-x2+y2),x2+y2<R0,x2+y2≥R,求:(1)常数c; (2)P{X2+Y2≤r2}(r<R).解答:(1)因为1=∫-∞+∞∫-∞+∞f(x,y)dydx=∫∫x2+y2<Rc(R-x2+y)dxdy=∫02π∫0Rc(R-ρ)ρdρdθ=cπR33,所以有c=3πR3.(2)P{X2+Y2≤r2}=∫∫x2+y2<r23πR3[R-x2+y2]dxdy=∫02π∫0r3πR3(R-ρ)ρdρdθ=3r2R2(1-2r3R).习题7设f(x,y)={1,0≤x≤2,max(0,x-1)≤y≤min(1,x)0,其它,求fX(x)和fY(y).解答:max(0,x-1)={0,x<1x-1,x≥1, min(1,x)={x,x<11,x≥1,所以,f(x,y)有意义的区域(如图)可分为{0≤x≤1,0≤y≤x},{1≤x≤2,1-x≤y≤1},即f(x,y)={1,0≤x≤1,0≤y≤x1,1≤x≤2,x-1≤y≤1,0,其它所以fX(x)={∫0xdy=x,0≤x<1∫x-11dy=2-x,1≤x≤20,其它,fY(y)={∫yy+1dx=1,0≤y≤10,其它.习题8若(X,Y)的分布律为则α,β应满足的条件是¯, 若X与Y独立,则α=¯,β=¯.解答:应填α+β=13;29;19.由分布律的性质可知∑i⋅jpij=1, 故16+19+118+13+α+β=1,即α+β=13.又因X与Y相互独立,故P{X=i,Y=j}=P{X=i}P{Y=j}, 从而α=P{X=2,Y=2}=P{X=i}P{Y=j},=(19+α)(14+α+β)=(19+α)(13+13)=29,β=P{X=3,Y=2}=P{X=3}P{Y=2}=(118+β)(13+α+β)=(118+β)(13+13),∴β=19.习题9设二维随机变量(X,Y)的概率密度函数为f(x,y)={ce-(2x+y),x>0,y>00,其它,(1)确定常数c; (2)求X,Y的边缘概率密度函数;(3)求联合分布函数F(x,y); (4)求P{Y≤X};(5)求条件概率密度函数fX∣Y(x∣y); (6)求P{X<2∣Y<1}.解答:(1)由∫-∞+∞∫-∞+∞f(x,y)dxdy=1求常数c.∫0+∞∫0+∞ce-(2x+y)dxdy=c⋅(-12e-2x)\vline0+∞⋅(-e-y)∣0+∞=c2=1,所以c=2.(2)fX(x)=∫-∞+∞f(x,y)dy={∫0+∞2e-2xe-ydy,x>00,x≤0={2e-2x,x>00,x≤0,fY(y)=∫-∞+∞f(x,y)dx={∫0+∞2e-2xe-ydx,y>00,其它={e-y,y>00,y≤0.(3)F(x,y)=∫-∞x∫-∞yf(u,v)dvdu={∫0x∫0y2e-2ue-vdvdu,x>0,y>00,其它={(1-e-2x)(1-e-y),x>0,y>00,其它.(4)P{Y≤X}=∫0+∞dx∫0x2e-2xe-ydy=∫0+∞2e-2x(1-e-x)dx=13.(5)当y>0时,fX∣Y(x∣y)=f(x,y)fY(y)={2e-2xe-ye-y,x>00,x≤0={2e-2x,x>00,x≤0.(6)P{X<2∣Y<1}=P{X<2,Y<1}P{Y<1}=F(2,1)∫01e-ydy=(1-e-1)(1-e-4)1-e-1=1-e-4.习题10设随机变量X以概率1取值为0, 而Y是任意的随机变量,证明X与Y相互独立.解答:因为X的分布函数为F(x)={0,当x<0时1,当x≥0时, 设Y的分布函数为FY(y),(X,Y)的分布函数为F(x,y),则当x<0时,对任意y, 有F(x,y)=P{X≤x,Y≤y}=P{(X≤x)∩(Y≤y)}=P{∅∩(Y≤y)}=P{∅}=0=FX(x)FY(y);当x≥0时,对任意y, 有F(x,y)=P{X≤x,Y≤y}=P{(X≤x)∩(Y≤y)}=P{S∩(Y≤y)}=P{Y≤y}=Fy(y)=FX(x)FY(y),依定义,由F(x,y)=FX(x)FY(y)知,X与Y独立.习题11设连续型随机变量(X,Y)的两个分量X和Y相互独立,且服从同一分布,试证P{X≤Y}=1/2. 解答:因为X,Y独立,所以f(x,y)=fX(x)fY(y).P{X≤Y}=∫∫x≤yf(x,y)dxdy=∫∫x≤yfX(x)fY(y)dxdy=∫-∞+∞[fY(y)∫-∞yfX(x)dx]dy=∫-∞+∞[fY(y)FY(y)]dy=∫-∞+∞FY(y)dFY(y)=F2(y)2∣-∞+∞=12,也可以利用对称性来证,因为X,Y独立同分布,所以有P{X≤Y}=P{Y≤X},而P{X≤Y}+P{X≥Y}=1, 故P{X≤Y}=1/12.习题12设二维随机变量(X,Y)的联合分布律为若X与Y相互独立,求参数a,b,c的值.解答:关于X的边缘分布为由于X与Y独立,则有p22=p2⋅p⋅2 得b=(b+19)(b+49) ①p12=p1⋅p⋅2 得19=(a+19)(b+49) ②由式①得b=29, 代入式②得a=118. 由分布律的性质,有a+b+c+19+19+13=1,代入a=118,b=29, 得c=16.易验证,所求a,b,c的值,对任意的i和j均满足pij=pi⋅×p⋅j.因此,所求a,b,c的值为a=118,b=29,c=16.习题13已知随机变量X1和X2的概率分布为且P{X1X2=0}=1.(1)求X1和X2的联合分布律;(2)问X1和X2是否独立?解答:(1)本题是已知了X1与X2的边缘分布律,再根据条件P{X1X2=0}=1, 求出联合分布. 列表如下:P{X1=1,X2=1}=0,P{X1=-1,X2=1}=0.再由p⋅1=p-11+p11+p01, 得p01=12, p-10=p-1⋅=p-11=14,p10=p1⋅-p11=14,从而得p00=0.(2)由于p-10=14≠p-1⋅⋅p⋅0=14⋅12=18, 所以知X1与X2不独立.习题14设(X,Y)的联合密度函数为f(x,y)={1πR2,x2+y2≤R20,其它,(1)求X与Y的边缘概率密度;(2)求条件概率密度,并问X与Y是否独立?解答:(1)当x<-R或x>R时,fX(x)=∫-∞+∞f(x,y)dy=∫-∞+∞0dy=0;当-R≤x≤R时,fX(x)=∫-∞+∞f(x,y)dy=1πR2∫-R2-x2R2-x2dy=2πR2R2-x2.于是fX(x)={2R2-x2πR2,-R≤x≤R0,其它.由于X和Y的地位平等,同法可得Y的边缘概率密度是:fY(y)={2R2-y2πR2,-R≤y≤R0,其它.(2)fX∣Y(x∣y)=f(x,y)fY(y)注意在y处x值位于∣x∣≤R2-y2这个范围内,f(x,y)才有非零值,故在此范围内,有fX∣Y(x∣y)=1πR22πR2⋅R2-y2=12R2-y2,即Y=y时X的条件概率密度为fX∣Y(x∣y)={12R2-y2,∣x∣≤R2-y20,其它.同法可得X=x时Y的条件概率密度为fY∣X(y∣x)={12R2-x2,∣y∣≤R2-x20,其它.由于条件概率密度与边缘概率密度不相等,所以X与Y不独立.习题15设(X,Y)的分布律如下表所示X\Y -112-12 1/102/103/102/101/101/10求:(1)Z=X+Y; (2)Z=max{X,Y}的分布律.解答:与一维离散型随机变量函数的分布律的计算类似,本质上是利用事件及其概率的运算法则. 注意,Z的相同值的概率要合并.概率(X,Y)X+YXYX/Ymax{X,Y}1/102/103/102/101/101/10(-1,-1)(-1,1)(-1,2)(2,-1)(2,1)(2,2)-2011341-1-2-2241-1-1/2-221-112222于是(1)习题16设(X,Y)的概率密度为f(x,y)={1,0<x<1,0<y<2(1-x)0,其他,求Z=X+Y的概率密度.解答:先求Z的分布函数Fz(z),再求概率密度fz(z)=dFz(z)dz.如右图所示.当z<0时,Fz(z)=P{X+Y≤z}=0;当0≤z<1时,Fz(z)=P{X+Y≤z}=∫∫x+y≤zf(x,y)dxdy=∫0zdx∫0z-x1dy=∫0z(z-x)dx=z2-12x2∣0z=12z2;当1≤z<2时,Fz(z)=∫02-zdx∫0z-xdy+∫2-z1dx∫02(1-x)dy=z(2-z)-12(2-z)2+(z-1)2;当z≥2时,∫∫Df(x,y)dxdy=∫01dx∫02(1-x)dy=1.综上所述Fz(z)={0,z<012z2,0≤z<1z(2-z)-12(2-z)2+(z-1)2,1≤z<21,z≥2,故fz(z)={z,0≤z<12-z,1≤z<20,其它.习题17设二维随机变量(X,Y)的概率密度为f(x,y)={2e-(x+2y),x>0,y>00,其它,求随机变量Z=X+2Y的分布函数.解答:按定义FZ(Z)=P{x+2y≤z},当z≤0时,FZ(Z)=∫∫x+2y≤zf(x,y)dxdy=∫∫x+2y≤z0dxdy=0.当z>0时,FZ(Z)=∫∫x+2y≤zf(x,y)dxdy=∫0zdx∫0(z-x)/22e-(x+2y)dy=∫0ze-x⋅(1-ex-z)dx=∫0z(e-x-e-z)dx=[-e-x]∣0z-ze-z=1-e-z-ze-z,故分布函数为FZ(Z)={0,z≤01-e-z-ze-z,z>0.习题18设随机变量X与Y相互独立,其概率密度函数分别为fX(x)={1,0≤x≤10,其它, fY(y)={Ae-y,y>00,y≤0,求:(1)常数A; (2)随机变量Z=2X+Y的概率密度函数.解答:(1)1=∫-∞+∞fY(y)dy=∫0+∞A⋅e-ydy=A.(2)因X与Y相互独立,故(X,Y)的联合概率密度为f(x,y)={e-y,0≤x≤1,y>00,其它.于是当z<0时,有F(z)=P{Z≤z}=P{2X+Y≤z}=0;当0≤z≤2时,有F(z)=P{2X+Y≤z}=∫0z/2dx∫0z-2xe-ydy=∫0z/2(1-e2x-z)dx;当z>2时,有F(z)=P{2X+Y≤2}=∫01dx∫0z-2xe-ydy=∫01(1-e2x-z)dx.利用分布函数法求得Z=2X+Y的概率密度函数为fZ(z)={0,z<0(1-e-z)/2,0≤z<2(e2-1)e-z/2,z≥2.习题19设随机变量X,Y相互独立,若X与Y分别服从区间(0,1)与(0,2)上的均匀分布,求U=max{X,Y}与V=min{X,Y}的概率密度.解答:由题设知,X与Y的概率密度分别为fX(x)={1,0<x<10,其它, fY(y)={1/2,0<y<20,其它,于是,①X与Y的分布函数分别为FX(x)={0,x≤0x,0≤x<11,x≥1, FY(y)={0,y<0y/2,0≤y<21,y≥2,从而U=max{X,Y}的分布函数为FU(u)=FX(u)FY(u)={0,u<0u2/2,0≤u<1u/2,1≤u<21,u≥2,故U=max{X,Y}的概率密度为fU(u)={u,0<u<11/2,1≤u<20,其它.②同理,由FV(v)=1-[1-FX(v)][1-FY)]=FX(v)+FY(v)-FX(v)FY(v)=FX(v)+FY(v)-FU(v),得V=min{X,Y}的分布函数为FV(v)={0,v<0v2(3-v),0≤v<11,v≥1,故V=min{X,Y}的概率密度为fV(v)={32-v,0<v<10,其它.注:(1)用卷积公式,主要的困难在于X与Y的概率密度为分段函数,故卷积需要分段计算;(2)先分别求出X,Y的分布函数FX(x)与FY(y), 然后求出FU(u),再求导得fU(u); 同理先求出FV(v), 求导即得fV(v).。

第3章多维随机变量及其分布

第3章多维随机变量及其分布

f(x, y)
1
e ,
1 2(12
[ )
(
x1 12
)2
2
(
x1 )(y 12
2
)

(
y
2 22
)2
]
212 1 2
其中,1、2为实数,1>0,2>0, | |<1,则称(X, Y) 服从参数1,2, 1, 2, 的二维正态分布,可记为
元函数f(Dx1,x2,x.1.,...x. nx)n使 :得a对1 任x意的bn1元,...立a方n 体x bn

PX1...X n D
...
D
f (x1, x2 ,...xn )dx1...dxn
则称(X1,X2,...Xn)为n维连续型随机变量,称f(x1,x2,...xn) 为(X1,X2,...Xn)的概率密度。
A6
1
(2)F (1,1) 16e(2x3y)dxdy (1 e2 )(1 e3) 0 0
(3) (X, Y)落在三角形区域D:x0, y0, 2X+3y6 内的概率。
解 P{(X ,Y ) D} 6e(2x3y)dxdy
D
3 22x3
dx 6e(2x3y)dy
F ( x,) lim F ( x, y) 0 y
(2)单调不减 对任意y R, 当x1<x2时, F(x1, y) F(x2 , y); 对任意x R, 当y1<y2时, F(x, y1) F(x , y2).
(3)右连续 对任意xR, yR,
F(x,
y0

0)
... ... ... ... ... ...

第三章多维随机变量及其分布

第三章多维随机变量及其分布

第三章多维随机变量及其分布第三章多维随机变量及其分布在许多随机试验中,需要考虑的指标不⽌⼀个。

例如,考查某地区学龄前⼉童发育情况,对这⼀地区的⼉童进⾏抽样检查,需要同时观察他们的⾝⾼和体重,这样,⼉童的发育就要⽤定义在同⼀个样本空间上的两个随机变量来加以描述。

⼜如,考察礼花升空后的爆炸点,此时要⽤三个定义在同⼀个样本空间上的随机变量来描述该爆炸点。

在这⼀章中,我们将引⼊多维随机变量的概念,并讨论多维随机变量的统计规律性。

1.⼆维随机变量及其分布在这⼀节中.我们主要讨论⼆维随机变量及其概率分布,并把它们推⼴到n维随机变量。

1.⼆维随机变量及其分布函数1.⼆维随机变量定义3.1 设Ω ={ω }为样本空间,X=X(ω )和Y=Y(ω )是定义在Ω上的随机变量,则由它们构成的⼀个⼆维向量(X,Y)称为⼆维随机变量或⼆维随机向量.⼆维向量(X,Y)的性质不仅与X及Y有关,⽽且还依赖于这两个随机变量的相互关系。

因此,逐个讨论X和Y的性质是不够的,需把(X,Y)作为⼀个整体来讨论。

随机变量X常称为⼀维随机变量。

2. ⼆维随机变量的联合分布函数与⼀维的随机变量类似,我们也⽤分布函数来讨论⼆维随机变量的概率分布。

定义3.2 设(X,Y)是⼆维随机变量,x,y为任意实数,事件(X≤x)和(Y≤y)的交事件的概率称为⼆维随机变量(X,Y)的联合分布或分布函数,记作F(x,y),即若把⼆维随机变量(X,Y)看成平⾯上随机点的坐标,则分布函数F (X,Y)在(x,y)处的函数值就是随机点(X,Y)落⼊以(x,y)为定点且位于该点左下⽅的⽆穷矩形区域内的概率(见图3-1)。

⽽随机点(X,Y) 落在矩形区域内的概率可⽤分布函数表⽰(见图3-2)分布函数F (x,y)具有以下的基本性质。

(1) 0≤F (x,y)≤1.对于任意固定的x和y,有(2) F (x,y)是变量x或y的单调不减函数,即对任意固定的y,当x2 ≥x1时,;对任意固定的x,当y2 ≥y1时,。

考研概率统计--多维随机变量及其分布笔记

考研概率统计--多维随机变量及其分布笔记
Note:若G为非非矩形,推nothing
若G为矩形,服从均匀;推:X服从均匀,Y服从均匀,X,Y独立立
2)二二维正态分布(the special one)
1.定义;
Note:1.淡化公式,强调性质
2.规律律:e的-x2,e的-y2,e的-xy
2.性质:
(1)联合可以推边缘;边缘不不能推联合
(2)(aX+bY,cX+dY)服从二二维正态分布(利利用用卷积公式证明)(只要求 5个参数即可)(联合的线性仍然正态)
(3)aX+bY服从正态(只要求2个参数)(二二维推一一维线性依然是正态的)
(4)X和Y相互独立立互推p=0(独立立性仅有数字特征决定)
四 二二维随机变量量函数的分布
1.二二维离散型:已知联合概率分布律律,求Z=g(X,Y)
第三章 多维随机变量量及其分布
知识点:一一 二二维随机变量量及其分布函数 二二 二二维离散型随机变量量 三 二二维连续型随机变量量 四 二二维随 机变量量函数的分布
一一 ห้องสมุดไป่ตู้二维随机变量量及其分布函数
1.二二维随机变量量就是一一个(X,Y)向量量
2.二二维随机变量量的联合分布函数
1)X,Y取积;
2)在离散型上的体现(1.出现0,一一定不不独立立;2.行行行或列列成比比例例)
三 二二维连续型随机变量量(积分积出来的就是连续的)
1.定义:概率密度积分(二二重积分)
2.联合概率密度
1)性质:1.非非负性;2.规范性
2)应用用:求P,就是求二二重积分
在f(x,y)的连续点上,分布求二二阶倒数就是概率密度
方方法:枚举,合并(相同量量合并)
Note:当然还有二二维

《概率论》第3章§2边缘分布解析

《概率论》第3章§2边缘分布解析

(关X ,于Y ) 的 第三Y章 多边维缘随密机变度量(及函其数分)布
例 设随机变量 X 和Y 具有联合概率密度
6, x2 y x,
f (x, y) 0,
其他.
求边缘概率密度 fX ( x), fY ( y).

fX (x)
f (x, y)d y
y
(1,1)
当 0 x 1时,
y x
p11 p21 pi1
p12 p22 pi 2
p1 j
p2 j pij
P{ X xi } pij , i 1,2,; P{Y y j } pij , j 1,2,.
j 1
i 1
2020年11月24日星期二
§2 边缘分布
6/29
设 从r.v X 四1个, 2数,3,中4 等可能取值,又设
2020年11月24日星期二
例 设( X ,Y ) 的联合密度为
f
(x,
y)
kxy,
0,
0 x y,0 y 1, 其他
其中k 为常数. 求
(1)常数 k ;
(2) P ( X + Y 1) , P ( X < 0.5); (3) 联合分布函数 F (x,y); (4) 边缘密度与边缘分布函数
1
0.5
y
dy 1 y
8xydx
5
/
6.
y
1
y=x
yy 11
0.5 00
y y==x x xx
0
0.5
2020年11月24日星期二
P( X 0.5)
x
0.5
1
0 dxx8xydy 7 /16.
的分段区域 y
x0

概率论与数理统计(茆诗松)第二版课后第三章习题参考答案

概率论与数理统计(茆诗松)第二版课后第三章习题参考答案

第三章 多维随机变量及其分布习题3.11. 100件商品中有50件一等品、30件二等品、20件三等品.从中任取5件,以X 、Y 分别表示取出的5件中一等品、二等品的件数,在以下情况下求 (X , Y ) 的联合分布列. (1)不放回抽取;(2)有放回抽取. 解:(1)(X , Y )服从多维超几何分布,X , Y 的全部可能取值分别为0, 1, 2, 3, 4, 5,且i j i j i j i j Y i X P −==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛===5,,0;5,4,3,2,1,0,51005203050},{L ,故 (X , Y ) 的联合分布列为0281.0500000918.00612.040001132.01562.00495.03000661.01416.00927.00185.0200182.00539.00549.00227.00032.010019.00073.00102.00066.00019.00002.00543210X Y(2)(X , Y )服从多项分布,X , Y 的全部可能取值分别为0, 1, 2, 3, 4, 5,且i j i j i j i j Y i X P j i j i −==×××−−⋅⋅===−−5,,0;5,4,3,2,1,0,2.03.05.0)!5(!!!5},{5L ,故 (X , Y ) 的联合分布列为03125.05000009375.00625.040001125.015.005.03000675.0135.009.002.02002025.0054.0054.0024.0004.0100243.00081.00108.00072.00024.000032.00543210X Y2. 盒子里装有3个黑球、2个红球、2个白球,从中任取4个,以X 表示取到黑球的个数,以Y 表示取到红球的个数,试求P {X = Y }.解:35935335647222347221213}2,2{}1,1{}{=+=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛===+====Y X P Y X P Y X P .3. 口袋中有5个白球、8个黑球,从中不放回地一个接一个取出3个.如果第i 次取出的是白球,则令X i = 1,否则令X i = 0,i = 1, 2, 3.求:(1)(X 1, X 2, X 3)的联合分布列; (2)(X 1, X 2)的联合分布列. 解:(1)14328116127138)}0,0,0(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42970115127138)}1,0,0(),,{(321=⋅⋅==X X X P , 42970117125138)}0,1,0(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42970117128135)}0,0,1(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42940114125138)}1,1,0(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42940114128135)}1,0,1(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42940118124135)}0,1,1(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,1435113124135)}1,1,1(),,{(321=⋅⋅==X X X P ;(2)3914127138)}0,0(),{(21=⋅==X X P ,3910125138)}1,0(),{(21=⋅==X X P ,3910128135)}0,1(),{(21=⋅==X X P ,395124135)}1,1(),{(21=⋅==X X P .39/539/10139/1039/1401012X X4. 设随机变量X i , i =1, 2的分布列如下,且满足P {X 1X 2 = 0} = 1,试求P {X 1 = X 2}.25.05.025.0101P X i −解:因P {X 1 X 2 = 0} = 1,有P {X 1 X 2 ≠ 0} = 0,即P {X 1 = −1, X 2 = −1} = P {X 1 = −1, X 2 = 1} = P {X 1 = 1, X 2 = −1} = P {X 1 = 1, X 2 = 1} = 0,分布列为故P {X 1 = X 2} = P {X 1 = −1, X 2 = −1} + P {X 1 = 0, X 2 = 0} + P {X 1 = 1, X 2 = 1} = 0. 5. 设随机变量 (X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<−−=.,0,42,20),6(),(其他y x y x k y x p试求(1)常数k ;(2)P {X < 1, Y < 3}; (3)P {X < 1.5}; (4)P {X + Y ≤ 4}. 解:(1)由正则性:1),(=∫∫+∞∞−+∞∞−dxdy y x p ,得6)6(2242⎜⎜⎝⎛−−⋅=−−∫∫∫xy y k dx dy y x k dx故81=k ; (2)∫∫∫⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=−−=<<1032210322681)6(81}3,1{y xy y dx dy y x dx Y X P 832278127811210=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=∫x x dx x ; (3)∫∫∫⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=−−=<5.104225.10422681)6(81}5.1{y xy y dx dy y x dx X P 3227)6(81)26(815.1025.10=−=−=∫x x dx x ; (4)∫∫∫−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=−−=<+204222422681)6(81}4{xxy xy y dx dy y x dx Y X P326268124681203222=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+−=∫x x x dx x x . 6. 设随机变量(X , Y )的联合密度函数为⎩⎨⎧>>=+−.,0,0,0,e ),()43(其他y x k y x p y x 试求(1)常数k ;(2)(X , Y ) 的联合分布函数F (x , y ); (3)P {0 < X ≤ 1, 0 < Y ≤ 2}. 解:(1)由正则性:1),(=∫∫+∞∞−+∞∞−dxdy y x p ,得e 0)43(⎢⎣⎡⋅=∞+∞+∞++−∫∫∫k dx dy k dx y x 故k = 12;(2)当x ≤ 0或y ≤ 0时,F (x , y ) = P (∅) = 0,当x > 0且y > 0时,∫∫∫∫−−+−+−−=−⋅==xy u x y v u x y v u du du dv du y x F 0430)43(0)43()e 1(e 3]e 3[e 12),()e 1)(e 1()e 1(e 43043y x xy u −−−−−−=−−=故(X , Y )的联合分布函数为⎩⎨⎧>>−−=−−.,0,0,0),e 1)(e 1(),(43其他y x y x F y x (3)P {0 < X ≤ 1, 0 < Y ≤ 2} = P {X ≤ 1, Y ≤ 2} = F (1, 2) = (1 − e −3) (1 − e −8).7. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,10,4),(其他y x xy y x p 试求(1)P {0 < X < 0.5, 0.25 < Y < 1}; (2)P {X = Y }; (3)P {X < Y };(4)(X , Y ) 的联合分布函数.解:(1)∫∫∫⋅==<<<<5.00125.025.00125.024}125.0,5.00{xy dx xydy dx Y X P641516158155.0025.00===∫x xdx ; (2)P {X = Y } = 0;(3)∫∫∫∫−=⋅==<1311211)22(24}{dx x x xy dx xydy dx Y X P xx21211042=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=x x ;(4)当x < 0或y < 0时,F (x , y ) = P (∅) = 0,当0 ≤ x < 1且0 ≤ y < 1时,220220202224},{),(y x y u du uy uv du uvdv du y Y x X P y x F x x x y x y ===⋅==≤≤=∫∫∫∫;当0 ≤ x < 1且y ≥ 1时,2020010210224},{),(x u udu uv du uvdv du y Y x X P y x F x xx x ===⋅==≤≤=∫∫∫∫;当x ≥ 1且0 ≤ y < 1时,210221210210224},{),(y y u du uy uv du uvdv du y Y x X P y x F y y ===⋅==≤≤=∫∫∫∫;当x ≥ 1且y ≥ 1时,F (x , y ) = P (Ω) = 1, 故(X , Y ) 的联合分布函数为⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧≥≥<≤≥≥<≤<≤<≤<<=.1,1,1,10,1,,1,10,,10,10,,00,0),(2222y x y x y y x x y x y x y x y x F 或 8. 设二维随机变量(X , Y ) 在边长为2,中心为(0, 0) 的正方形区域内服从均匀分布,试求P {X 22 解:设D 表示该正方形区域,面积S D = 4,G 表示单位圆区域,面积S G = π,故4π}1{22==≤+D G S S Y X P .9. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,),(2其他x y x k y x p (1)试求常数k ;(2)求P {X > 0.5}和P {Y < 0.5}. 解:(1)由正则性:1),(=∫∫+∞∞−+∞∞−dxdy y x p ,得1632)(10321021122==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=−=⋅=∫∫∫∫k x x k dx x x k y k dx kdy dx xx xx, 故k = 6;(2)∫∫∫∫−=⋅==>15.0215.015.0)66(66}5.0{22dx x x ydx dy dx X P x xxx5.0)23(15.032=−=x x ;∫∫∫∫−=⋅==<5.005.005.00)66(66}5.0{dy y y xdy dx dy Y P y yyy432)34(5.00223−=−=y y . 10.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<−=.,0,10),1(6),(其他y x y y x p (1)求P {X > 0.5, Y > 0.5};(2)求P {X < 0.5}和P {Y < 0.5}; (3)求P {X + Y < 1}.解:(1)81)1()1(3])1(3[)1(6}5.0,5.0{15.0315.0215.01215.01=−−=−=−−⋅=−=>>∫∫∫∫x dx x y dx dy y dx Y X P xx; (2)∫∫∫−−⋅=−=<5.00125.001])1(3[)1(6}5.0{x x y dx dy y dx X P 87)1()1(35.0035.002=−−=−=∫x dx x ; ∫∫∫−−⋅=−=<5.005.025.005.0])1(3[)1(6}5.0{xxy dx dy y dx Y P21)1(43)1(3435.0035.002=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−+−=∫x x dx x ; (3)∫∫∫−−−−⋅=−=<+5.00125.001])1(3[)1(6}1{x xxxy dx dy y dx Y X P43])1([])1(33[5.00335.0022=−−−=−+−=∫x x dx x x .11.设随机变量Y 服从参数为λ = 1的指数分布,定义随机变量X k 如下:2,1.,1,,0=⎩⎨⎧>≤=k k Y k Y X k .求X 1和X 2的联合分布列.解:因Y 的密度函数为⎩⎨⎧<≥=−.0,0,0,e )(y y y p y Y且X 1和X 2的全部可能取值为0, 1,则1101021e 1e e }1{}2,1{}0,0{−−−−=−==≤=≤≤===∫yy dy Y P Y Y P X X P ,P {X 1 = 0, X 2 = 1} = P {Y ≤ 1, Y > 2} = P (∅) = 0,21212121e e e e }21{}2,1{}0,1{−−−−−=−==≤<=≤>===∫yy dy Y P Y Y P X X P ,22221e e e }2{}2,1{}1,1{−+∞−+∞−=−==>=>>===∫yy dy Y P Y Y P X X P ,故X 1和X 2的联合分布列为221112e e e 1e 1010−−−−−−X X12.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<<<+=.,0,20,10,3),(2其他y x xy x y x p 求P {X + Y ≥ 1}.解:∫∫∫−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+⋅=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=≥+1021221021263}1{x x xy y x dx dy xy x dx Y X P 72652459441653421104321032=⎟⎠⎞⎜⎝⎛++=⎟⎠⎞⎜⎝⎛++=∫x x x dx x x x . 13.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<=−.,0,0,e ),(其他y x y x p y 试求P {X + Y ≤ 1}. 解:∫∫∫∫−−−−−−+−=−⋅==≤+5.0015.0015.001)e e ()e (e }1{dx dx dy dx Y X P x x x xy x xy5.015.001e 2e 1)e e (−−−−−+=−−=x x .14.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,20,10,2/1),(其他y x y x p求X 与Y 中至少有一个小于0.5的概率.解:85831431211}5.0,5.0{1}5.0},{min{15.015.025.0=−=−=−=≥≥−=<∫∫∫dx dy dx Y X P Y X P .15.从(0,1)中随机地取两个数,求其积不小于3/16,且其和不大于1的概率. 解:设X 、Y 分别表示“从(0,1)中随机地取到的两个数”,则(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,10,1),(其他y x y x p故所求概率为∫∫∫⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−==≤+≥−4341434111631631}1,163{dx x x dy dx Y X XY P x x3ln 16341ln 1632143412−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=x x x .习题3.21. 设二维离散随机变量(X , Y ) 的可能值为(0, 0),(−1, 1),(−1, 2),(1, 0),且取这些值的概率依次为1/6, 1/3, 1/12, 5/12,试求X 与Y 各自的边际分布列. 解:因X 的全部可能值为−1, 0, 1,且12512131}1{=+=−=X P , 61}0{==X P , 125}1{==X P , 故X 的边际分布列为12561125101PX − 因Y 的全部可能值为0, 1, 2,且12712561}0{=+==X P , 31}1{==X P , 121}2{==X P , 故Y 的边际分布列为12131127210PY2. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>−−−=−−−−−.,0,0,0,e e e 1),(},max{122121其他y x y x F y x y x y x λλλλλ 试求X 与Y 各自的边际分布函数.解:当x ≤ 0时,F (x , y ) = 0,有F X (x ) = F (x , + ∞) = 0,当x > 0时,⎩⎨⎧≤>−−−=−−−−−.0,0,0,e e e 1),(},max{122121y y y x F y x y x y x λλλλλ 有 x y x y x y x y X x F x F 1122121e 1]e e e 1[lim ),()(},max{λλλλλλ−−−−−−+∞→−=−−−=∞+=,故⎩⎨⎧≤>−=−.0,0,0,e 1)(1x x x F x X λ 当y ≤ 0时,F (x , y ) = 0,有F Y ( y ) = F (+ ∞, y ) = 0,当y > 0时,⎩⎨⎧≤>−−−=−−−−−.0,0,0,e e e 1),(},max{122121x x y x F y x y x y x λλλλλ 有 y y x y x y x x Y y F y F 2122121e 1]e e e 1[lim ),()(},max{λλλλλλ−−−−−−+∞→−=−−−=+∞=,故⎩⎨⎧≤>−=−.0,0,0,e 1)(2y y y F y Y λ 3. 试求以下二维均匀分布的边际分布:⎪⎩⎪⎨⎧≤+=.,0,1,π1),(22其他y x y x p解:当x < −1或x > 1时,p X (x ) = 0,当−1 ≤ x ≤ 1时,2111π2π1),()(22x dy dy y x p x p x x X −===∫∫−−−∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−−=.,0,11,1π2)(2其他x x x p X当y < −1或y > 1时,p Y ( y ) = 0,当−1 ≤ y ≤ 1时,2111π2π1),()(22y dx dx y x p y p y y Y −===∫∫−−−∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−−=.,0,11,1π2)(2其他y y y p Y4. 设平面区域D 由曲线y = 1/ x 及直线y = 0,x = 1,x = e 2所围成,二维随机变量(X , Y ) 在区域D 上服从均匀分布,试求X 的边际密度函数.解:因平面区域D 的面积为2ln 122e 1e 1===∫x dx xS D , 则(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧∉∈=.),(,0,),(,21),(D y x D y x y x p 当x < 1或x > e 2时,p X (x ) = 0,当1 ≤ x ≤ e 2时,xdy dy y x p x p x X 2121),()(10===∫∫∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤=.,0,e 1,21)(2其他x x x p X5. 求以下给出的(X , Y ) 的联合密度函数的边际密度函数p x (x ) 和p y ( y ):(1)⎩⎨⎧<<=−.,0;0,e ),(1其他y x y x p y (2)⎪⎩⎪⎨⎧−<<+=.,0;10),(45),(222其他x y y x y x p(3)⎪⎩⎪⎨⎧<<<=.,0;10,1),(3其他x y x y x p解:(1)当x ≤ 0时,p X (x ) = 0,当x > 0时,x xyxy X dy dy y x p x p −+∞−+∞−+∞∞−=−===∫∫e e e ),()(1,故⎩⎨⎧≤>=−.0,0;0,e )(x x x p x X 当y ≤ 0时,p Y ( y ) = 0, 当y > 0时,y yy Y y dx dx y x p y p −−+∞∞−===∫∫e e ),()(01,故⎩⎨⎧≤>=−.0,0;0,e )(y y y y p y Y (2)当x ≤ −1或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当−1 < x < 1时,)1(85)21(45)(45),()(41022102222x y y x dy y x dy y x p x p x x X −=+=+==−−+∞∞−∫∫, 故⎪⎩⎪⎨⎧<<−−=.,0;11),1(85)(4其他x x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0,当0 < y < 1时,y y xy x dx y x dx y x p y p y y yyY −+=+=+==−−−−−−+∞∞−∫∫1)21(65)31(45)(45),()(113112, 故⎪⎩⎪⎨⎧<<−+=.,0;10,1)21(65)(其他y y y y p Y (3)当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,111),()(03=⋅===∫∫+∞∞−xx dy x dy y x p x p xX , 故⎩⎨⎧<<=.,0;10,1)(其他x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,y y x dx xdx y x p y p y y Y ln ln 1ln ln 1),()(1−=−====∫∫+∞∞−, 故⎩⎨⎧<<−=.,0;10,ln )(其他y y y p Y6. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,6),(2其他x y x y x p试求边际密度函数p x (x ) 和p y ( y ). 解:当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,)(66),()(22x x dy dy y x p x p xxX −===∫∫+∞∞−,故⎩⎨⎧<<−=.,0,10),(6)(2其他x x x x p X 当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,)(66),()(y y dx dx y x p y p yyY −===∫∫+∞∞−,故⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),(6)(其他y y y y p Y7. 试验证:以下给出的两个不同的联合密度函数,它们有相同的边际密度函数.⎩⎨⎧≤≤≤≤+=.,0,10,10,),(其他y x y x y x p ⎩⎨⎧≤≤≤≤++=.,0,10,10),5.0)(5.0(),(其他y x y x y x g 证:当x < 0或x > 1时,p X (x ) = 0,当0 ≤ x ≤ 1时,5.0)21()(),()(1021+=+=+==∫∫+∞∞−x y xy dy y x dy y x p x p X ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他x x x p X当y < 0或y > 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 ≤ y ≤ 1时,5.0)21()(),()(10210+=+=+==∫∫+∞∞−y xy x dx y x dx y x p y p Y ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他y y y p Y并且当x < 0或x > 1时,g X (x ) = 0,当0 ≤ x ≤ 1时,5.0)5.0(21)5.0()5.0)(5.0(),()(1021+=+⋅+=++==∫∫+∞∞−x y x dy y x dy y x g x g X ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他x x x g X 当y < 0或y > 1时,g Y ( y ) = 0,当0 ≤ y ≤ 1时,5.0)5.0()5.0(21)5.0)(5.0(),()(1021+=+⋅+=++==∫∫+∞∞−y y x dx y x dx y x g y g Y ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他y y y g Y故它们有相同的边际密度函数.8. 设随机变量X 和Y 独立同分布,且P {X = −1} = P {Y = −1} = P {X = 1} = P {Y = 1} = 1/2,试求P {X = Y }.解:因X 和Y 独立同分布,且P {X = −1} = P {Y = −1} = P {X = 1} = P {Y = 1} = 1/2,则(X , Y ) 的联合概率分布21212141411214141111ji p p X Y ⋅⋅−− 故P {X = Y } = P {X = −1, Y = −1} + P {X = 1, Y = 1} = 1/2.9. 甲、乙两人独立地各进行两次射击,假设甲的命中率为0.2,乙的命中率为0.5,以X 和Y 分别表示甲和乙的命中次数,试求P {X ≤ Y }. 解:因X 的全部可能取值为0, 1, 2,且P {X = 0} = 0.8 2 = 0.64,32.08.02.012}1{=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==X P ,P {X = 2} = 0.2 2= 0.04, 又因Y 的全部可能取值为0, 1, 2,且P {Y = 0} = 0.5 2 = 0.25,5.05.05.012}1{=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==Y P ,P {Y = 2} = 0.5 2= 0.25,则(X , Y ) 的联合概率分布25.05.025.004.001.002.001.0232.008.016.008.0164.016.032.016.00210ji p p X Y ⋅⋅故P {X ≤ Y } = 1 − P {X > Y } = 1 − P {X = 1, Y = 0} − P {X = 2, Y = 0} − P {X = 2, Y = 1} = 0.89. 10.设随机变量X 和Y 相互独立,其联合分布列为3/19/19/121321b x c a x y y y X Y试求联合分布列中的a , b , c .解:因c a p ++=⋅911,9431912+=++=⋅b b p ,911+=⋅a p ,b p +=⋅912,c p +=⋅313, 根据独立性,知81495919422222++=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⋅==⋅⋅b b b b p p b p , 可得0814942=+−b b ,即0922=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−b , 故92=b ; 再根据独立性,知⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⋅==⋅⋅91969194911221a a b p p p ,可得6191=+a ,故181=a ; 由正则性,知1953191912131=+++=+++++=∑∑==c b a b c a p i j ij ,可得94=++c b a ,故6118394==−−=b ac . 11.设X 和Y 是两个相互独立的随机变量,X ~ U (0, 1),Y ~ Exp (1).试求(1)X 与Y 的联合密度函数;(2)P {Y ≤ X };(3)P {X + Y ≤ 1}.解:(1)因X 与Y 相互独立,且边际密度函数分别为⎩⎨⎧<<=.,0,10,1)(其他x x p X ⎩⎨⎧<≥=−.0,0,0,e )(y y y p y Y故X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧≥<<==−.,0,0,10,e )()(),(其他y x y p x p y x p y Y X (2)1111101e 1e 1)e ()e 1()e (e }{−−−−−−=−+=+=−=−⋅==≤∫∫∫∫x x x y xy x dx dx dy dx X Y P ;(3)11110110101010e )e ()e 1()e (e }1{−−−−−−−=−=−=−⋅==≤+∫∫∫∫x x x y xy x dx dx dy dx Y X P .12.设随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,0,10,3),(其他x y x x y x p 试求(1)边际密度函数p x (x ) 和p y ( y );(2)X 与Y 是否独立.解:(1)当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,2033),()(x xdy dy y x p x p xX ===∫∫+∞∞−,故⎩⎨⎧<<=.,0,10,3)(2其他x x x p X 当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,)1(23233),()(2121y x xdx dx y x p y p yyY −====∫∫+∞∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),1(23)(2其他y y y p Y (2)因⎪⎩⎪⎨⎧<<<<−=.,0,10,10),1(29)()(22其他y x y x y p x p Y X 即p x (x ) p y ( y ) ≠ p (x , y ),故X 与Y 不独立.13.设随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<=.,0,10,||,1),(其他y y x y x p 试求(1)边际密度函数p x (x ) 和p y ( y );(2)X 与Y 是否独立.解:(1)当x ≤ −1或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当−1 < x < 0时,x dy dy y x p x p xX +===∫∫−+∞∞−11),()(1,当0 ≤ x < 1时,x dy dy y x p x p xX −===∫∫+∞∞−11),()(1,故⎪⎩⎪⎨⎧<≤−<<−+=.,0,10,1,01,1)(其他x x x x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0,当0 < y < 1时,y dx dx y x p y p yyY 21),()(===∫∫−+∞∞−,故⎩⎨⎧<<=.,0,10,2)(其他y y y p Y(2)因⎪⎩⎪⎨⎧<<<≤−<<<<−+=.,0,10,10),1(2,10,01),1(2)()(其他y x x y y x x y y p x p Y X 即p x (x ) p y ( y ) ≠ p (x , y ),故X 与Y 不独立.14.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数如下,试问X 与Y 是否相互独立?(1)⎩⎨⎧>>=+−.,0;0,0,e ),()(其他y x x y x p y x (2)+∞<<∞−++=y x y x y x p ,,)1)(1(π1),(222;(3)⎩⎨⎧<<<=.,0;10,2),(其他y x y x p (4)⎩⎨⎧<+<<<<<=.,0;10,10,10,24),(其他y x y x xy y x p(5)⎩⎨⎧<<<<−=.,0;10,10),1(12),(其他y x x xy y x p(6)⎪⎩⎪⎨⎧<<=.,0;1,421),(22其他y x y x y x p解:(1)因x e − (x + y ) = x e −x ⋅ e −y 可分离变量,x > 0, y > 0是广义矩形区域,故X 与Y 相互独立;(2)因)1π(1)1π(1)1)(1(π122222y x y x +⋅+=++可分离变量,−∞ < x , y < +∞是广义矩形区域, 故X 与Y 相互独立;(3)因0 < x < y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立;(4)因0 < x < 1, 0 < y < 1, 0 < x + y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立;(5)因12xy (1 − x ) = 12x (1 − x ) ⋅ y 可分离变量,0 < x < 1, 0 < y < 1是矩形区域,故X 与Y 相互独立; (6)因x 2 < y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立.15.在长为a 的线段的中点的两边随机地各取一点,求两点间的距离小于a / 3的概率.解:设X 和Y 分别表示这两个点与线段中点的距离,有X 和Y 相互独立且都服从[0, a / 2]的均匀分布,则(X , Y ) 的联合密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧<<<<=.,0,20,20,4),(2其他a y a x a y x pa a故所求概率为922321}3{22=⎟⎠⎞⎜⎝⎛⎟⎠⎞⎜⎝⎛×==<+a a S S aY X P DG . 16.设二维随机变量(X , Y ) 服从区域D = {(x , y ): a ≤ x ≤ b , c ≤ y ≤ d }上的均匀分布,试证X 与Y 相互独立. 证:因(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤≤≤≤−−=.,0;,,))((1),(其他d y c b x a c d a b y x p当x < a 或x > b 时,p X (x ) = 0,当a ≤ x ≤ b 时,a b dy c d a b dy y x p x p d c X −=−−==∫∫+∞∞−1))((1),()(, 则⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−=.,0;,1)(其他b x a a b x p X当y < c 或y > d 时,p Y ( y ) = 0,当c ≤ y ≤ d 时,cd dx c d a b dx y x p y p baY −=−−==∫∫+∞∞−1))((1),()(, 则⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−=.,0;,1)(其他d y c c d y p Y因p x (x ) p y ( y ) = p (x , y ), 故X 与Y 相互独立.17.设X 1, X 2, …, X n 是独立同分布的正值随机变量.证明n k n k X X X X E n k ≤=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++,11L L .证:因X 1, X 2, …, X n 是独立同分布的正值随机变量,则由对称性知),,2,1(1n i X X X niL L =++同分布,且满足101<++<niX X X L ,可得⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n i X X X E L 1存在,且⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n nn n X X X E X X X E X X X E L L L L 11211, 因11111211=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+++⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n n n n n n X X X X E X X X E X X X E X X X E L L L L L L , 则n X X X E X X X E X X X E n n n n 111211=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++L L L L , 故n k n k XX X X E n k≤=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++,11L L .习题3.31. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合分布列为09.007.004.0222.011.007.0120.015.005.00321X Y 试分布求U = max{X , Y } 和V = min{X , Y } 的分布列.解:因P {U = 1} = P {X = 0, Y = 1} + P {X = 1, Y = 1} = 0.05 + 0.07 = 0.12;P {U = 2} = P {X = 0, Y = 2} + P {X = 1, Y = 2} + P {X = 2, Y = 2} + P {X = 2, Y = 1}= 0.15 + 0.11 + 0.07 + 0.04 = 0.37;P {U = 3} = P {X = 0, Y = 3} + P {X = 1, Y = 3} + P {X = 2, Y = 3} = 0.20 + 0.22 + 0.09 = 0.51; 故U 的分布列为51.037.012.0321P U因P {V = 0} = P {X = 0, Y = 1} + P {X = 0, Y = 2} + P {X = 0, Y = 3} = 0.05 + 0.15 + 0.20 = 0.40; P {V = 1} = P {X = 1, Y = 1} + P {X = 1, Y = 2} + P {X = 1, Y = 3} + P {X = 2, Y = 1}= 0.07 + 0.11 + 0.22 + 0.04 = 0.44;P {V = 2} = P {X = 2, Y = 2} + P {X = 2, Y = 3} = 0.07 + 0.09 = 0.16; 故V 的分布列为16.044.040.0210P V2. 设X 和Y 是相互独立的随机变量,且X ~ Exp (λ ),Y ~ Exp (µ ).如果定义随机变量Z 如下⎩⎨⎧>≤=.,0,,1Y X Y X Z 当当 求Z 的分布列.解:因(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>==+−.,0,0,0,e )()(),()(其他y x y p x p y x p y x Y X µλλµ 则∫∫∫+∞+∞+−+∞+∞+−−⋅==≤==0)(0)(e )(e }{}1{xy x xy x dx dy dx Y X P Z P µλµλλλµµλλµλλλµλµλ+=+−==+∞+−+∞+−∫0)(0)(e e xx dx ,µλµ+==−==}1{1}0{Z P Z P ,故Z 的分布列为µλλµλµ++PZ 13. 设随机变量X 和Y 的分布列分别为4/12/14/1101P X − 2/12/110P Y已知P {XY = 0} = 1,试求Z = max{X , Y }的分布列.解:因P {X 1 X 2 = 0} = 1,有P {X 1 X 2 ≠ 0} = 0,即P {X 1 = −1, X 2 = 1} = P {X 1 = 1, X 2 = 1} = 0,可得 (X , Y ) 的联合分布列为因{Z P {Z P 故Z 4.(1)X (2)X 解:(1)(X , 因P {Z = 0} = P {X = 0, Y = 0} = 0.25;P {Z = 1} = 1 − P {Z = 0} = 0.75; 故Z 的分布列为75.025.010P Z(2)因P {Z = k } = P {X = k , Y ≤ k } + P {X < k , Y = k } = P {X = k } P {Y ≤ k } + P {X < k } P {Y = k }p p p p p p p p k k i i kj j k 1111111)1()1()1()1(−−=−=−−−⋅−+−⋅−=∑∑p p p p p p p p p p k k k k 111)1()1(1)1(1)1(1)1(1)1(−−−−⋅−−−−+−−−−⋅−= = (1 − p ) k − 1 p ⋅ [2 − (1 − p ) k − 1 − (1 − p ) k ]故Z = max{X , Y }的概率函数为p z (k ) = (1 − p ) k − 1 p ⋅ [2 − (1 − p ) k − 1 − (1 − p ) k ],k = 1, 2, ….5. 设X 和Y 为两个随机变量,且73}0,0{=≥≥Y X P ,74}0{}0{=≥=≥Y P X P , 试求P {max{X , Y } ≥ 0}.解:设A 表示事件“X ≥ 0”,B 表示事件“Y ≥ 0”,有73)(=AB P ,74)()(==B P A P , 故75737474)()()()(}0},{max{=−+=−+==≥AB P B P A P B A P Y X P U .6. 设X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>=+−.,0,0,0,e ),()(其他y x y x p y x 试求以下随机变量的密度函数(1)Z = (X + Y )/2;(2)Z = Y − X .解:方法一:分布函数法(1)作曲线簇z yx =+2,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,F Z (z ) = 0,当z > 0时,∫∫∫−+−−+−−⋅==z x z y x zx z y x Z dx dy dx z F 2020)(2020)(]e [e )(z z x z z x z z x dx 2202202e )12(1)e e ()e e (−−−−−+−=−−=+−=∫,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = (X + Y )/2为连续随机变量, 故Z = (X + Y )/2的密度函数为⎩⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 4)()(2z z z z F z p z Z Z (2)作曲线簇y − x = z ,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,∫∫∫∫+∞−−+−+∞−++−+∞−++−−=−⋅==zx z x zz x y x zzx y x Z dx dy dx z F e []e [e )()2(0)(0)(z z z zx z x e 21e e 21e e 21)2(=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−=+∞−−+−,当z > 0时,∫∫∫∫+∞−+−+∞++−+∞++−+−=−⋅==0)2(0)(0)(]e e []e [e )(dx dx dy dx z F x z x z x y x zx y x Zz z x z x −−+∞−+−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−=e 2111e 21e e 210)2(,因分布函数F Z (z )连续,有Z = Y − X 为连续随机变量,故Z = Y − X 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧>≤=′=−.0,e 21,0,e 21)()(z z z F z p zzZ Z 方法二:增补变量法 (1)函数2yx z +=对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎪⎩⎪⎨⎧=+=,,2y v y x z 有反函数⎩⎨⎧=−=,,2v y v z x 且21012=−=′′′′=vz vzy y x x J , 则∫∫+∞∞−+∞∞−−=⋅−=dv v v z p dv v v z p z p Z ),2(22),2()(,作曲线簇z yx =+2,得z 的分段点为0, 当z ≤ 0时,p Z (z ) = 0,当z > 0时,z z z Z z dv z p 2202e 4e 2)(−−==∫, 故Z = (X + Y )/2的密度函数为⎩⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 4)(2z z z z p z Z(2)函数z = y − x 对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎩⎨⎧=−=,,y v x y z 有反函数⎩⎨⎧=−=,,v y z v x 且11011−=−=′′′′=v z vzy y x x J , 则∫+∞∞−−=dv v z v p z p Z ),()(,作曲线簇y − x = z ,得z 的分段点为0, 当z ≤ 0时,zz v z v Z dv z p e 21e 21e )(0202=−==+∞+−+∞+−∫, 当z > 0时,z zzv z z v Z dv z p −+∞+−+∞+−=−==∫e 21e 21e )(22, 故Z = Y − X 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧>≤=−.0,e 21,0,e 21)(z z z p zzZ 7. 设X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,0,10,3),(其他x y x x y x p 试求Z = X − Y 的密度函数.解:方法一:分布函数法作曲线簇x − y = z ,得z 的分段点为0, 1, 当z < 0时,F Z (z ) = 0,当0 ≤ z < 1时,31203102102123233333)(z z z x x xzdx dx x xdy dx xdy dx z F z z zz z xzx z x Z −=+=+=+=∫∫∫∫∫∫−,当z ≥ 1时,F Z (z ) = 1,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X − Y 为连续随机变量, 故Z = X − Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<−=′=.,0,10),1(23)()(2其他z z z F z p Z Z方法二:增补变量法函数z = x − y 对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎩⎨⎧=−=,,y v y x z 有反函数⎩⎨⎧=+=,,v y v z x 且11011==′′′′=vz vzy y x x J , 则∫+∞∞−+=dv v v z p z p Z ),()(,作曲线簇x − y = z ,得z 的分段点为0, 1,当z ≤ 0或z ≥ 1时,p Z (z ) = 0, 当0 < z < 1时,)1(23)(23)(3)(210210z v z dv v z z p z z Z −=+=+=−−∫, 故Z = X − Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),1(23)(2其他z z z p Z 8. 某种商品一周的需要量是一个随机变量,其密度函数为⎩⎨⎧≤>=−.0,0,0,e )(1t t t t p t设各周的需要量是相互独立的,试求(1)两周需要量的密度函数p 2 (x );(2)三周需要量的密度函数p 3 (x ). 解:方法一:根据独立伽玛变量之和仍为伽玛变量设T i 表示“该种商品第i 周的需要量”,因T i 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−.0,0,0,e )2(1)(121t t t t p t可知T i 服从伽玛分布Ga (2, 1),(1)两周需要量为T 1 + T 2,因T 1与T 2相互独立且都服从伽玛分布Ga (2, 1),故T 1 + T 2服从伽玛分布Ga (4, 1),密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧≤>=⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−−.0,0,0,e 61.0,0,0,e )4(1)(3142x x x x x x x p x x (2)三周需要量为T 1 + T 2 + T 3,因T 1, T 2, T 3相互独立且都服从伽玛分布Ga (2, 1),故T 1 + T 2 + T 3服从伽玛分布Ga (6, 1),密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧≤>=⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−−.0,0,0,e 1201.0,0,0,e )6(1)(5163x x x x x x x p xx 方法二:分布函数法(1)两周需要量为X 2 = T 1 + T 2,作曲线簇t 1 + t 2 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,F 2 (x ) = 0,当x > 0时,∫∫∫−−−−−−−−−⋅=⋅=xt x t t t xt x t t t t dt dt t t dt x F 02110221121221121)e e (e e e )( ∫−−+−−=xt x dt t t xt t 0111121]e e )[(1xt t x t t x t t 0121213111e e e 212131⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−11)1(e e e 212131233−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−x x x x x x xxx x x x x x −−−−−−−−=e 61e 21e e 132, 因分布函数F 2 (x )连续,有X 2 = T 1 + T 2为连续随机变量, 故X 2 = T 1 + T 2的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 61)()(322x x x x F x p x(2)三周需要量为X 3 = T 1 + T 2 + T 3 = X 2 + T 3,作曲线簇x 2 + t 3 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,F 3 (x ) = 0,当x > 0时,∫∫∫−−−−−−−−−⋅=⋅=x x x t t x x x x t x t x dx dt t x dx x F 003322003332232332232)e e (e 61e e 61)(∫−−+−−=x x x dx x x x x x 0232323242]e e )[(6`12 xx x x x x x x x x x x x 0222324242522222e 6e 6e 3e e 41415161⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−−− )1(e e e 21e 61e 4141516123455−−−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−−−x x x x x x x x x x x xx x x x x x x x x x −−−−−−−−−−−−=e 1201e 241e 61e 21e e 15432, 因分布函数F 3 (x ) 连续,有X 3 = T 1 + T 2 + T 3为连续随机变量, 故X 3 = T 1 + T 2 + T 3的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 1201)()(533x x x x F x p x 方法三:卷积公式(增补变量法)(1)两周需要量为X 2 = T 1 + T 2,卷积公式∫+∞∞−−=2222)()()(21dt t p t x p x p T T ,作曲线簇t 1 + t 2 = x ,得x 的分段点为0, 当x ≤ 0时,p 2 (x ) = 0, 当x > 0时,xxx xxxt t x x t x t dt t xt dt t t x x p −−−−−−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−=⋅−=∫∫e 61e3121e )(e e )()(30322202222022)(2222, 故X 2 = T 1 + T 2的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 61)(32x x x x p x(2)三周需要量为X 3 = T 1 + T 2 + T 3 = X 2 + T 3,卷积公式∫+∞∞−−=3333)()()(32dt t p t x p x p T X ,作曲线簇x 2 + t 3 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,p 3 (x ) = 0,21当x > 0时,∫∫−−−−−+−=−=x x xt t x dt t xt t x t x dt t t x x p 03433323233033)(333e )33(61e e )(61)(33 x xx x t x t x t x t −−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+−=e 1201e 51432161505343233323, 故X 3 = T 1 + T 2 + T 3的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 1201)(53x x x x p x9. 设随机变量X 与Y 相互独立,试在以下情况下求Z = X + Y 的密度函数:(1)X ~ U (0, 1),Y ~ U (0, 1); (2)X ~ U (0, 1),Y ~ Exp (1). 解:方法一:分布函数法(1)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1, 2,当z < 0时,F Z (z ) = 0,当0 ≤ z < 1时,2020002121)(1)(z x zx dx x z dy dx z F zz zxz Z =⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−==∫∫∫−,当1 ≤ z < 2时,1121110110110)(211)(111)(−−−−−−−−−=−+=+=∫∫∫∫∫∫z z z z xz z Zx z z dx x z dx dy dx dy dx z F121221)1(21122−−=+−−−=z z z z , 当z ≥ 2时,F Z (z ) = 1,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X + Y 为连续随机变量, 故Z = X + Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<≤−<≤=′=.,0,21,2,10,)()(其他z z z z z F z p Z Z(2)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1,当z < 0时,F Z (z ) = 0, 当0 ≤ z < 1时,z z x z zx z zx z y z xz y Z z x dx dx dy dx z F −+−+−−−−−+−=−=−=−⋅==∫∫∫∫e 1)e ()e 1()e (e )(0000,当z ≥ 1时,z z x z x z x z y xz y Z x dx dx dy dx z F −−+−+−−−−−+−=−=−=−⋅==∫∫∫∫e e 1)e ()e 1()e (e )(111110,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X + Y 为连续随机变量, 故Z = X + Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<≥−<≤−=′=−−.0,0,1,e )1(e ,10,e 1)()(z z z z F z p z z Z Z方法二:卷积公式(增补变量法) 卷积公式∫+∞∞−−=dy y p y z p z p Y X Z )()()(,(1)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1, 2,2。

2014年自考 概率论与数理统计串讲讲义 第三章 多维随机变量及其概率分布

2014年自考 概率论与数理统计串讲讲义 第三章  多维随机变量及其概率分布

Pi = P ( X = xi ) = ∑ Pij
j
P j = P (Y = yi ) = ∑ Pij
i
例1
设 ( X , Y) 的分布律为
求(1) a = ? (2) P ( X = 0) (3) P (Y ≤ 2) (4) P ( X < 1, Y ≤ 2) (5) P ( X = Y) 解: (1)由
x→∞
x→ −∞
F (+∞, y)
lim F ( x, y) = 0 = lim F ( x, y)
y→ −∞
2. 离散型 ( X , Y) 的分布律 Pij
Pij = P ( X = xi , Y = yi ) ≥ 0 ∑∑ Pij = 1 i j
(与
PK ≥ 0 PK = 1 比较) ∑ K
2
µ1 , DX = σ 1 2
Y 的边缘密度
f 2 ( y) =
2π σ 2
e − ( y− µ
2)
/ 2σ 2 2
,即 Y~ N ( µ 2 , σ 2 ) ,故 EY =
2
M 2 , DY = σ 2 2
P 为 X,Y 的相关系数,可知当 P = 0 时, f ( x, y) = 在正态分布的场合:不相关等价于相互独立。 另外,可知 Cov( X , Y) =ρ
− ∞ < x < +∞, − ∞ < y < +∞, σ 1 > 0, σ 2 > 0, P < 1, − ∞ < µ i < +∞, i = 1,2
此时 X 的边缘密度
f1 ( x) =
1
1 2π σ 1
e − ( x− µ )

概率论与数理统计第三章多维随机变量及其分布第二节边缘分布

概率论与数理统计第三章多维随机变量及其分布第二节边缘分布

24 5
y(2
f
0
x,
x), 0 x 1,0 , 暂时固定其它
ydy
y
x
y
当 x 1或 x 0时,y ,,
x
概率论
y x
都有 f x, y 0,故 fX x 0 . x 0 x 1 x x
当 0 x 1时,
fX
x
0
f
x,
y dy
x
0
f
x,
y dy
x
f
x,
y dy
一、边缘分布函数 (marginal distribution)
概率论
二维随机变量 (X, Y) 作为一个整体, 具有分布函数 F(x, y), 而 X 和 Y 都是随机变量, 也有各自的分布函数, 分别记为 FX(x), FY(y), 依次称为二维随机变量 (X, Y) 关于 X 和 Y 的边缘分布函数.
FX x PX x PX x,Y F x, FY y PY y PX ,Y y F , y
二、离散型随机变量的边缘分布律
概率论
一般地, 对离散型 r.v. (X,Y ), X 和 Y 的联合分布律为:
P( X xi ,Y y j ) pij , i, j 1, 2,
3
13
0 18 38 0 38 0 0 18
概率论
P{X=0}=P{X=0, Y=1}+P{X=0, Y=3}=1/8, P{X=1}=P{X=1, Y=1}+P{X=1, Y=3}=3/8, P{X=2}= P{X=2, Y=1}+P{X=2, Y=3}=3/8, P{X=3}=P{X=3, Y=1}+P{X=3, Y=3}=1/8.
则 (X, Y) 关于X 的边缘分布律为:

概率论与数理统计教程(茆诗松)第三章多维随机变量及其分布

概率论与数理统计教程(茆诗松)第三章多维随机变量及其分布
P(X1=0, X2=1) = P(|Y|≥1, |Y|<2) = P(1≤|Y|<2) = 2[Φ(2) Φ(1)] = 0.2719
P(X1=1, X2=0) = P(|Y|<1, |Y|≥2) = 0
P(X1=1, X2=1) = P(|Y|<1, |Y|<2) = P(|Y|<1) = 0.6826
23 August 2021
华东师范大学
第三章 多维随机变量及其分布
列表为:
X1 X2 0 1
0
0.0455 0
1
0.2719 0.6826
第13页
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第三章 多维随机变量及其分布
课堂练习
第14页
设随机变量 X 在 1,2,3 , 4 四个整数中等可 能地取值,另一个随机变量 Y 在 1到X 中等可能 地取一整数值。试求(X, Y)的联合分布列.
第三章 多维随机变量及其分布
第1页
第三章 多维随机变量及其分布
§3.1 多维随机变量及其联合分布 §3.2 边际分布与随机变量的独立性 §3.3 多维随机变量函数的分布 §3.4 多维随机变量的特征数 §3.5 条件分布与条件期望
23 August 2021
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第三章 多维随机变量及其分布
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第三章 多维随机变量及其分布
3.2.1 边际分布函数
第29页
巳知 (X, Y) 的联合分布函数为 F(x, y),
则 X FX (x) = F(x, +),
Y FY (y) = F(+ , y).
23 August 2021

概率论与数理统计期末复习2.docx

概率论与数理统计期末复习2.docx

概率密度他,y )=叮P ),前提是/(x, y )在点(x, y )处连续:dxoy概率密度/(x,y )的四条性质1一4;特别留意:p{(x,y )w G}= G边缘分布函数:Fx M = F&,+8)二匚上/(x, y)dy^x , F Y (x) = F (+ 8, y) = J 二 J 二/(x, y)dx^y边缘概率密度:fx (x )=C/k y )dy ,/『(y )=C/U y )dx根据联合概率密度o 边缘概率密度,根据联合分布函数o 边缘分布函数 (Fx (X )= lim F (x, y ), Fy (y ) = li m F (x, y )).【例1-1】盒子里装了 3只黑球,2只红球和2只白球,在其中任意取4只球,以X 表示取 到黑球的只数,以Y 表示取到红球的只数.求X 和Y 的联合分布律.【例1・2】将一枚硬币投掷3次,以X 表示前两次屮出现H 的次数,以Y 表示三次屮出现 H 的次数,求X, Y 的联合分布律和(X, Y )的边缘分布律.概率论与数理统计期末复习(二) 第三章多维随机变量及其分布一、二维随机变量:(重点)1. 二维随机变量的分布函数的性质1-4.2. 离散型随机变量的分布函数和分布律.(1) 联合分布函数 F (x,y) = P{X <x,Y < y}, F (x,j)= X 工打;x^xy^y(2)边缘分布函数:F x (x ) = F (x,+oo )=工土 Pq ‘你(兀)=F (+8,y )=为£內; Xj y=l(3) 联合分彳|j 律:求出 P\x =x iy Y = yj\= pjj(i = 1,2,...;j = 1,2,...)列表; 边缘分布律:求出P{x =x z }= £厲;P {Y = y ;}= X Pij ,列表.;=1 i=\根据联合分布律o 边缘分布律,根据联合分布函数o 边缘分布函数((X )= limF (x,y ),•<(4) F r (y )= lim F (M ))・XT+oo3.连续型随机变量的分布函数和概率密度.(1) 分布函数F (x,y )=匚匚/仏v )dudv ; (2)(3)(4)【例1-3]以X记作某医院一天出生婴儿总个数,Y为英中男婴的个数,设X和Y的联合分布律为:躯v沪兰牢n弊: rn\\n-rnj., m -()丄2,…,/?; n= (),1,2,…(1)求边缘分布律;(2)求条件分布律P{X = m Y =诂和?{y = mX= n}.【例2・1】设随机变量(X, Y)的概率密度为:&(6_x_ y).()v x V 2,2 v y v 4,0,其他(1)确定常数k的值;(2)求P{X <!,/< 3}, P{X <1.5}, P{X + Y< 4}的值.【例2・2】设随机变量(X, Y)具有分布函数:+ 严>=>0*>01—0,其他求其边缘分布函数.【例2・3】设二维随机变量(X, Y)的概率密度为:e~y,0 < x< y0,其他求具边缘概率密度.二、条件分布1.会求离散型随机变量的条件分布律p{x =易Y I P[X=x jy Y =2.会求连续型随机变量的条件概率密度和分布函数.(如=舗,加如=呛环』吃翔心fx\Y【例3・1】设二维随机变量(X, Y)的概率密度为:、^x2y,x2 <y<l/U y) = 4o,其他(1) 确定边缘概率密度;求条件概率密度/x|,巾)' 并写出『专时条件概率密度;求条件概率密度/r|X(.y|x), 并写出X冷时『的条件概率密度;y>-Y 1142【例3・2】设随机变最X 〜〃(0,1),当给定X 二x 时,随机变最Y 的条件概率密度为:/ . x x,0< _y< 丄 Alx尤0,英他(1) 求X 和Y 的联合概率密度/gy); (2) 求边缘概率密度/r (>0: (3) 求 P{X > Y}. 三、独立性1. 离散型随机变量X 和Y 如何判断相互独立?2. 连续型随机变量X 和Y 如何判断相互独立? 3・能否记住二维正态分布的概率密度?当且仅当0 = 0,随机变量X,y 相互独立;记作(X,Y )~/7仏,〃2,杆,<7孑,p)・4. 两个独立变量X, Y 分别服从;1|,久2的泊松分布,则X + Y~/r (入+丸2)・5・两个独立变量X, Y 分别服从二项分布佃,”),(“2,“),贝!j X + Y ~ b(n x +n 2,p).【例4-1】(1)设随机变量(X, Y)具有分布律:P{X = x,Y = y}= p 2() - p)x+y ~2,0 < p<],x,yE N"求证:随机变量X, Y 相互独立; (2)设随机变量(X, Y)具2有分布函数:(1-严))2 0,() Sy Ml,F (x, y)=・ 1 一 e _ax ,兀 X (),)‘> 1, a > 0,0,其他■证明:随机变量X, Y 相互独立.【例4-2】若随机变量(x,y)〜川(//],//2,杆,云,卩),证明:当且仅当0 = 0吋,随机变量X" 和互独立.【例4-3】设X 和Y 是两个相互独立的随机变量,X 在区间(0,1)上服从均匀分布,Y 的概率 密度为:(I/^2其中边缘概率密度:_ 2p“I )3 - /) + 砂21,y >0o,其他(1) 求X 和Y 的联合概率密度;(2) 设有关于G 的二次方程Q 2+2X G + Y = 0,求此方程有实根的概率. 四、两个随机变量的函数分布(重难点)1. Z=X+Y 分布,Z=XY 分布,Z=Y/X 分布. (1) Z=X+Yfz (z ) = C/C - y)dy =C/(x, z -恥若X, Y 相互独立,fz (z) = Cfx (z - y)fr (y)dy =J 二/x (x)/y C - /加(卷积公式)(提前指出x, z 所满足的不等式)(2) Z=XY=右匚/兀若 X, Y 相互独立,f 7 (z)= ~\^2fx W/y 丫»(3) Z=Y/X//0 = |对二/(2加,若 X, Y 相互独立,/z (z) =f x (x )A {zx)dx2・ M=max{X, Y}分布,N=min{X, Y}分布.前提:随机变量X 和Y 相互独立!(1) M=max{X, Y}^max (z) =P{X<z y Y<z}= p{x < Z }P \Y <Z }=F X (z )F r (z)对于n 个随机变量而言,特殊地,相互独立且满足同一分布函数F(x),则F^ax (z)二[F (Z )]" !(2) N=min{X, Y}F min (z)=P{/V <z}=\-P{N >Z }=\-P{X >Z ,Y>Z }=\-P{X > Z }P \Y > z}= 1-[1- F x (z)][l - 耳(z)] 对于n 个随机变量而言,特殊地,相互独立且满足同一分布函数F(x),则Fmin(z) = l-[l-F (Z )]"!【例5・1】设X 和Y 是两个相互独立的随机变量,其概率密度分別为:y x (x) = J 1,°~X ~1, f Y (y ) = i e ~^y>()Jx{丿〔0,英他川丿〔0,其他求随机变量Z 二X+Y 的概率密度.【例5-2】设随机变量X 和Y 相互独立,它们的概率密度均为:求Z 二Y/X 的概率密度.【例5-3】设随机变量X, Y 的概率密度为:0,其他/(x) =«e'\x>0 0,其他/(x, y) = <2,x>0,y>0(1) X 和Y 是否相互独立? (2)求Z 二X+Y 的概率密度.【例5-4]设随机变量X 和Y 的概率密度为:呢g) o,其他⑴确定常数b ;(2)求边缘概率密度/x (A-),/r (y);⑶ 求函数U 二max{x, y}和V = min{x, y}的分布函数. 【练习】1. 设二维随机变最(X, K)的联合概率密度为:求: (1)求常数£:⑵求X, Y 的边缘概率密度乐X ), f^y),并判断X 与丫是否相互独立(说明原因)? (3) 求 P{ X+ Y< 1}.2. (12-7)设随机变量X 与Y 相互独立,且分别服从参数为1和参数为4的指数分布,则 P{X < Y}的值() 1124(A) -(B) -(C) -(D)-53353. (11-14)设二维随机变量X, Y 服从正态分布N (/A “Q 2Q 2,0),贝I JE (XK 2)W 值为.4.(11-22)设随机变量X 与Y 的概率分布分别为:且 p\x 2 = Y 2}=\.(1)求二维随机变量X, Y 的概率分布; ⑵求Z 二XY 的概率分布; ⑶求X 与Y 的相关系数卩灯・PXY亦质5. (10-22)设二维随机变量X, Y 的概率密度为f^y)=Ae-2x2+2xy ,-y\x,ye R ,求:⑴常数A ;(2)求条件概率密度刼x(y|dkx.fg y) = \0 < x < y < 1其他X1P1 233Y -1 0 1 P1 31 31 36.(09-22)袋了中装冇1个红球,2个黑球和3个白球,现冇放回地从袋了中取2次,每次取一个球.以X, Y, Z分别代表两次取球所取得红球,白球,黑球的个数.⑴求p{x = 1|Z = o};(2)求二维随机变量X, Y的概率分布.7.(08-22)设随机变量X1JY相互独立,X的概率密度为P{X =/} = !(/= -1,0,D,Y的概率密度为从小蠶F,记Z二X+Y.(1)求P<Z<^X=ol;(2)求Z 的概率密度/z(z).8.(07-10)设随机变量X和Y服从二维正态分布,HX和Y不相关,f x (x), f Y(_y)分别表示X 和Y的概率密度,则在Y = y的条件下,X的条件概率密度/xygy)为()(A) f x(x)(B) f Y (y) (C)/x(x)/r(y) (D)吕#9.(07-16)在区间(0,1)中随机选择2个数,贝I」这两个数之差的绝对值小于+的概率为.10・(07・22)设二维随机变量X, Y的概率密度为:2-x- yfi <x< 1,0 < y <0,其他(1)求P{x > 2/};⑵求Z=X+Y的概率密度/z(z).11.(06-6)设随机变量X与Y相互独立,且均服从区间[0,3]上的均匀分布,则P{max{x,.y}<l}^.12.(06-22)设随机变量X的概率密度为:—,一1 < x<2/x W =-丄,0 < x < 240,其他令K = X2, F(x, y)为二维随机变最X, Y的分布函数.求1 、(1) Y 的概率密度f Y(y);(2)F --,4 .13.(05-13)设二维随机变量X, Y的概率分布为X/Y 0 1 00.4 a 1b 0」 已知随机事件{x=o}与{X + Y = l}相互独立,则() (A) a=0.2, b=0.3(B)a=0.4, b=0.1(C) a=0.3, b=0.214. (05・22)设二维随机变量X, Y 的概率密度为=〔0,其他(1) (X, Y)的边缘概率密度/x(4/r(.v): ⑵Z=2X-Y 的概率密度/z (z).心)设二维随机变量(X, Y)的概率密度为血)=緩矿^,求呛+切的值.16.(01-11)设某班车起点站上客人数X 服从参数为久伉>0)的泊松分布,每位乘客在中途下车 的概率为p(o<p<l),且中途下车与否相互独立.以Y 表示在中途下车的乘客人数.求: (1) 在发车时有n 名乘客的条件下,中途有m 人下车的概率; (2) 二维随机变量(X, Y)的概率分布. 17设A, B 为两个随机事件,且P(A) =丄,4V [1, A 发生, A = v0, A 不发生,求:(1) 二维随机变量(x,y )的概率分布; (2) Z = X 2 + Y 2的概率分布.18. (99-5)设两个相互独立的随机变SX-U Y 分別服从正态分布N (0,1)和皿1,1),则() (A) p{x + y<o} = -(B) P{x + Y< 1}=丄 (C) p{x-y<o}=丄(D) P {X -Y <\} = -219. 设某仪器由寿命伸位:kh)为X, Y 的两部件组成,(X, Y)的联合分布窗数为:求:(1) 边缘分布函数;(2) 联介概率密度和边缘概率密度; (3) 两部件寿命都超过100h 的概率. 20. 设二维随机变量(X, Y)的概率密度为:(D) a=0.1, b=0.4P(B\A) = y P(A |5) = |,令 v fl, B 发生, r = <0, B 不发生.F (九 j)=-(),其他求:(1) 边缘概率密度; (2) 条件概率密度; (3) p{x > 2|y < 4}21. (13-22)设随机变量X 的概率密度为/(x )=h x2,0<x<3,令随机变量丫二0,其他求:(1) Y 的分布函数; (2) 概率 P{X<Y}.e"v ,O<x< y 0,其他2,X 51 X,1<X<2; 1,X >2。

第3章(2)概率论与数理统计

第3章(2)概率论与数理统计

,
2
,
2 1
,。求22二, 维正) 态
解:
f X (x)
f (x, y,)d因y
(y
2)2
2 2
2
(x
1)(y 2 ) 1 2
y 2 2
x 1 1
2
2
(x 1)2
2 1
因此
f X (x)
2
1 1 2 1
e
(
x1 212
)2
2
e dy
1 2(1
2
)
y2 2
x1 1
2
X Y
y1 y2
yj
x1 x2 xi
p11 p21
pi1
p12 p22
pi 2
p1 j p2 j
pij
例1 设随机变量X在1,2,3,4四个整数中等可能地 取一个值,另一个随机变量Y在1~X中等可能地 取一整数值。试求(X,Y)的分布律。
解:由题意可知,(X,Y)所有可能取值为(i,j), i,j=1,2,3,4。
由乘法公式,对
i 1,2,3,4, j i
P{X i,Y j} P{Y j | X i}P{X i} 1 1 i4
于是(X,Y)的 分布律为
X
1
Y
1
2
3
4
2
3
4
1/4 1/8 1/12 1/16
0 1/8 1/12 1/16
0
0 1/12 1/16
0
0
0 1/16
▲ 离散型随机变量的联合分布函数为
q 1 p ,得到X和Y的联合分布律为
P{X m,Y n} p2qn2,n 2,3, , m 1,2, , n 1
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在这一讲中, 我们介绍了二维随机变量的边缘分布. 请注意联合分布和边缘分布的关系:
由联合分布可以确定边缘分布;
但由边缘分布一般不能确定联合分布.
可以证明 若
( X ,Y ) ~ N ( 1 , 2 , 1 , 2 , )
2 2
则X,Y的边缘概率密度分别为
X~N(μ1,σ12), Y~ N(μ2,σ22)
即 二维正态分布(X,Y)的边缘概率密度是
一维正态分布,反之未必成立. 注:这是 二维正态分布(X,Y)的特征, 其他分布未必成立. 见例3 见例2
概率论与数理统计
课件制作:应用数学系 概率统计课程组
第二节
边缘分布
3.2.1 离散型随机变量的边缘分布 3.2.1 连续型随机变量的边缘分布
3.2.1 离散型随机变量的边缘分布 二维联合分布全面地反映了二维随机变量 (X,Y)的取值及其概率规律. 而单个随机变量X,Y也 具有自己的概率分布.
X和Y的概率分布分别称为(X,Y)关于X或Y 的边缘(概率)分布 那么要问:二者之间有什么关系呢? 可以相互确定吗? 先看如何由联合分布来确定两个边缘分布
FX ( x ) F ( x , ) P( X x ,Y )
(X,Y)关于Y的边缘分布函数为
FY ( y ) F (, y ) P( X ,Y y )
对离散型随机变量(X,Y),
X和Y的联合分布函数为
F ( x , y ) P( X x , Y y )
一般,对二维离散型随机变量( X,Y ),
X和Y 的联合概率分布列为
P( X xi , Y y j ) pij, i, j 1,2,
则(X,Y)关于X的边缘概率分布列为
P(X=xi)=

P{( X xi ) [ (Y y j )]}
P{( X
j
xi ) (Y y j )}
2 2 2
2 y 1 2 1 1 ( x ) e e dy 同理可得 f xy) dy e ( ( y) e 2 即 f X 2 Y 2 2 2 2 2 x y y 1 2 2 X,Y的边缘概率密度为一维正态分布. e e dy x e 2 y dy 2
y 2
2
) ]}
其中 1, 2 Biblioteka 1, 2 , 均为常数,且 1 0, 2 0, | | 1
则称( X,Y)服从参数为 1, 2 , 1, 2 , 的二维正态分布. 2 2 记作( X,Y)~N( 1, 2 , 1, 2 , )
x
(X,Y)关于Y的边缘分布函数为
FY ( y ) F (, y )
若二维随机变量(X,Y)具有概率密度
f ( x, y) 1 2 1 2 1 exp{ 2 1 2(1 )
2
[(
x 1
1
2
)
2
2 (
x 1
1
)(
y 2
2
)(
解 (1)由题意得:
f1 ( x )
x y 1
2 2
y
1 x
2


f ( x , y )dy
其它
Y
当|x|>1时,f(x,y)=0,所以,f1(x)=0 当|x|≤1时,
f1 ( x ) [

1 x
2
-1

1
X
2


2
1 x
2
1 x
2

2
1 x
2
] f ( x , y )dy
P( X
j
j
xi ,Y y j ) pij
j
同理
P (Y y j )
pij
i
(j=1,2,...)
一般地,记: P(X=xi)
Pi .
P(Y=yj)
P. j
我们常将边缘概率函数写在联合概率函数表 格的边缘上,由此得出边缘分布这个名词.
例1
袋中有二个白球,三个黑球,从中取两次球


yj y
p j
对连续型随机变量(X,Y),
X和Y的联合分布函数为
F ( x, y)
f ( u, v )dudv
( f ( u, y )dy )du
( f ( x , v )dx )dv
y
x
y
则(X,Y)关于X的边缘分布函数为
FX ( x ) F ( x , )
例2 设二维随机向量(X,Y)的联合概率密度为
f ( x, y) 1 2
x y 2
2 2
e
(1 xy ) ( x , y )
求(X,Y)关于X,Y的边缘概率密度.

f X ( x)


f ( x , y )dy
2 2
x y 所以,边缘概率密度为一维正态分布的二维随机向量不 x 1 1 1 2 2 一定是二维正态分布. e dy e e 2 2 2 2
y 1 x

1 x
2
1
2
1 x

dy

1 x
所以,
2 f1 ( x ) 0
1 x , | x | 1
2
同理,

| x | 1
2 2 1 y , | y | 1 f 2 ( y ) 0 , | y | 1
均匀分布的边缘密度不再是一维均匀分布
xi x y j y
pij

则(X,Y)关于X的边缘分布函数为
FX ( x ) F ( x , )
x i x j 1
pij

xi x
pi
(X,Y)关于Y的边缘分布函数为
FY ( y ) F ( , y )
pij
i 1 y j y
x y 2 x 2 2
2
x y
2
1

x y 2
2
2
e
2
(1 xy )dy
例3
设随机向量(X,Y)服从区域D上的均匀分布,
1 f ( x , y ) 0
其中 D={(x,y),x2+y2≤1},求X,Y的边缘密度函数f1(x)和f2(y).
第一次取到白球 第一次取到黑球
1 定义 : X 0
1 Y 0
第二次取到白球 第二次取到黑球
求:(X,Y)的联合分布及边缘分布,分有放回和无放回 讨论 不放回 解:有放回
X
Y
0
3 5

1
3 5
3 5
p i
2 5
2 5
3 5
2 5
Y
X
0
3 5 2 5
3 5
1
2 4 3 4
p i
2 4
1 4
0
3 5
2 5


2 5
0
3 5
2 5


3 5
2 5
1
p j
2 5
1
p j
3 5
2 5
联合分布与边缘分布的关系: 由联合分布可以确定边缘分布; 但由边缘分布一般不能确定联合分布.
对任意随机变量 (X,Y), X和Y的联合分布函数为
F ( x, y)
则(X,Y)关于X的边缘分布函数为
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