浙江大学概率统计研讨会

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概率统计1.1-1.3(48学时)(浙大盛骤)

概率统计1.1-1.3(48学时)(浙大盛骤)

第七章
第八章
参数估计
假设检验
第一章 概率论的基本概念
概率论序言 第一节 随机试验 第二节 样本空间、随机事件 第三节 频率与概率 第四节 等可能概型(古典概型) 第五节 条件概率 第六节 独立性
序言
1.确定性现象 2.统计规律性 3.随机现象
在自然界和人的实践活动中经常遇到各种 各样的现象,这些现象大体可分为两类:一 类是确定的,例如“在一个标准大气压下, 纯水加热到100摄氏度时必然沸腾。”“向上 抛一块石头必然下落。”,“同性电荷相斥, 异性电荷相吸。”等等,这种在一定条件下 有确定结果的现象称为必然现象(确定性现 象);
2. 和事件 : 事件 A、B 至少有一个发生所构成 的
事件叫做事件 A 与事件 B 的和 .记作 A B .
A
B
类似地 , 称事件 A1、A2、 、An 中至少有一个发
、An 的和事件 . 生的事件为事件 A1、A2、 n 记之为 A1 A2 An , 简记为 Ai . i 1 中至少有一个发生的事 件为 称事件 A1、A2、
例如:S2 中事件 A={HHH,HHT,HTH,HTT} 表示 “第一次出现的是正面” S6 中事件 B1={t|t1000} 表示 “灯泡是次品” 事件 B2={t|t 1000}
表示 “灯泡是合格品”
事件 B3={t|t1500}
表示“灯泡是一级品”
• 例:对于试验E2:将一枚硬币抛掷三次, 观察正面H、反面T出现的情况. (1)事件A1:“第一次出现的是正面H”,则 A1={HHH,HHT,HTH,HTT} (2)事件A2:“三次出现同一面”,则 A2={HHH,TTT} (3)事件A3:“出现二次正面”,则 A2={HHT,HTH,THH}

【免费哦】浙江大学版的概率论与数理统计

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浙江大学概率论与数理统计第4版复习笔记详解

浙江大学概率论与数理统计第4版复习笔记详解

浙江大学概率论与数理统计第4版复习笔记详解|才聪学习网浙江大学《概率论与数理统计》(第4版)笔记和课后习题(含考研真题)详解文章来源:才聪学习网/概率论与数理统计内容简介本书是浙江大学盛骤等主编的《概率论与数理统计》(第4版)的学习辅导书,主要包括以下内容:(1)梳理知识脉络,浓缩学科精华。

本书每章的复习笔记均对该章的重难点进行了整理,并参考了国内名校名师讲授该教材的课堂笔记。

因此,本书的内容几乎浓缩了该教材的知识精华。

(2)详解课后习题,巩固重点难点。

本书参考大量相关辅导资料,对盛骤主编的《概率论与数理统计》(第4版)的课后思考题进行了详细的分析和解答,并对相关重要知识点进行了延伸和归纳。

(3)精选考研真题,培养解题思路。

本书从历年考研真题中挑选最具代表性的部分,并对之做了详尽的解析。

所选考研真题基本涵盖了每章的考点和难点,考生可以据此了解考研真题的命题风格和难易程度,并检验自己的复习效果。

目录第1章概率论的基本概念1.1 复习笔记1.2 课后习题详解1.3 考研真题详解第2章随机变量及其分布2.1 复习笔记2.2 课后习题详解2.3 考研真题详解第3章多维随机变量及其分布3.1 复习笔记3.2 课后习题详解3.3 考研真题详解第4章随机变量的数字特征4.1 复习笔记4.2 课后习题详解4.3 考研真题详解第5章大数定律及中心极限定理5.1 复习笔记5.2 课后习题详解5.3 考研真题详解第6章样本及抽样分布6.1 复习笔记6.2 课后习题详解6.3 考研真题详解第7章参数估计7.1 复习笔记7.2 课后习题详解7.3 考研真题详解第8章假设检验8.1 复习笔记8.2 课后习题详解8.3 考研真题详解第9章方差分析及回归分析9.1 复习笔记9.2 课后习题详解9.3 考研真题详解第10章bootstrap方法10.1 复习笔记10.2 课后习题详解10.3 考研真题详解第11章在数理统计中应用Excel软件11.1 复习笔记11.2 课后习题详解11.3 考研真题详解第12章随机过程及其统计描述12.1 复习笔记12.2 课后习题详解12.3 考研真题详解第13章马尔可夫链13.1 复习笔记13.2 课后习题详解13.3 考研真题详解第14章平稳随机过程14.1 复习笔记14.2 课后习题详解14.3 考研真题详解复习笔记详解第1章概率论的基本概念1.1 复习笔记在个别试验中其结果呈现出不确定性,在大量重复试验中其结果又具有统计规律性的现象,称为随机现象.一、随机试验1.定义试验包括各种各样的科学实验,甚至对某一事物的某一特征的观察也认为是一种试验.2.试验的特点(1)可以在相同的条件下重复地进行;(2)每次试验的可能结果不止一个,并且能事先明确试验的所有可能结果;(3)进行一次试验之前不能确定哪一个结果会出现.在概率论中,将具有上述三个特点的试验称为随机试验.二、样本空间、随机事件1.样本空间随机试验E的所有可能结果组成的集合称为E的样本空间,记为S.样本空间的元素,即E的每个结果,称为样本点.2.随机事件一般地,称试验E的样本空间S的子集为E的随机事件,简称事件.在每次试验中,当且仅当这一子集中的一个样本点出现时,称这一事件发生.特别地,由一个样本点组成的单点集,称为基本事件.样本空间S包含所有的样本点,它是S自身的子集:(1)在每次试验中它总是发生的,S称为必然事件.(2)空集不包含任何样本点,也是样本空间的子集,它在每次试验中都不发生,称为不可能事件.3.事件间的关系与事件的运算事件间的关系与事件的运算按照集合论中集合之间的关系和集合运算来处理.设试验E的样本空间为S,而A,B,A k(k=1,2,…)是S的子集.(1)包含关系①若,则称事件B包含事件A,即事件A发生必导致事件B发生;②若且,即A=B,则称事件A与事件B相等.(2)和事件事件A∪B={x|x∈A或x∈B)称为事件A与事件B的和事件.当且仅当A,B 中至少有一个发生时,事件A B发生.称为n个事件A1,A2,…,A n的和事件;称为可列个事件A1,A2,…的和事件.(3)积事件事件A∩B={x|x∈A且x∈B)称为事件A与事件B的积事件.当且仅当A,B 同时发生时,事件A∩B发生.A∩B也记作AB.称为n个事件A1,A2,…,A n的积事件;称为可列个事件A1,A2,…的积事件.(4)差事件事件A-B={x|x∈A且x B)称为事件A与事件B的差事件.当且仅当A发生、B不发生时事件A-B发生.(5)互斥若,则称事件A与B是互不相容的,或互斥的.即事件A与事件B不能同时发生.基本事件是两两互不相容的.(6)逆事件若A∪B=S且,则称事件A与事件B互为逆事件,又称事件A与事件B互为对立事件.对每次试验而言,事件A、B中必有一个发生,且仅有一个发生.A的对立事件记为.(7)定律设A,B,C为事件,则有:①交换律:A∪B=B∪A;A∩B=B∩A;②结合律:A∪(B∪C)=(A∪B)∪C;A∩(B∩C)=(A∩B)∩C;③分配律:A∪(B∩C)=(A∪B)∩(A∪C);A∩(B∪C)=(A∩B)∪(A ∩C);④德摩根律:;.。

理学概率论与数理统计浙江大学第四版盛骤概率论部分

理学概率论与数理统计浙江大学第四版盛骤概率论部分

例:
✓ ✓ ✓ ✓
抛一枚硬币,观察试验结果; 对某路公交车某停靠站登记下车人数; 对某批电子产品测试其输入电压; 对听课人数进行一次登记;
9
§2 样本空间·随机事件
(一)样本空间
定义:随机试验E的所有结果构成的集合称为E的 样本空间,记为S={e},
例:
➢ ➢
称S中的元素e为基本事件或样本点.
一枚硬币抛一次 S={正面,反面}; 记录一城市一日中发生交通事故次数
概率论与数理统计是研究随机现象 数量规律的一门学科。
1
第一章 概率论的基本概念
• 1.1 随机试验 • 1.2 样本空间 • 1.3 概率和频率 • 1.4 等可能概型(古典概型) • 1.5 条件概率 • 1.6 独立性
第二章 随机变量及其分布
• 2.1 随机变量 • 2.2 离散型随机变量及其分布 • 2.3 随机变量的分布函数 • 2.4 连续型随机变量及其概率密度 • 2.5 随机变量的函数的分布
第十二章 平稳随机过程
• 12.1 平稳随机过程的概念 • 12.2 各态历经性 • 12.3 相关函数的性质 • 12.4 平稳过程的功率谱密度
5
概率论
第一章概率论的基本概念
6
第一章 概率论的基本概念
关键词: 样本空间 随机事件 频率和概率 条件概率 事件的独立性
7
§1 随机试验
确定性现象
解:假设接待站的接待时间没有规定,而各来访者在一周 的任一天中去接待站是等可能的,那么,12次接待来 访者都是在周二、周四的概率为 212/712 =0.000 000 3.
人们在长期的实践中总结得到“概率很小的事件在一次 试验中实际上几乎是不发生的”(称之为实际推断原理)。 现在概率很小的事件在一次试验中竟然发生了,因此有理由 怀疑假设的正确性,从而推断接待站不是每天都接待来访者, 即认为其接待时间是有规定的。

对浙大《概率论与数理统计》教材谈几点看法

对浙大《概率论与数理统计》教材谈几点看法

对浙大《概率论与数理统计》教材谈几点看法浙大出版社最新出版的“概率论与数理统计”(浙江大学数学系教材)是一本不错的教材,可以很好地满足工科院校学生对本课程的要求。

我读过这本书,发现一些问题: 1.3.2特征函数用三角函数展开后所得到的相似函数还是相似函数吗?当然不是!因为相似性是绝对性的,如果我们用这种方法来处理所有情况,那么概率论将会是极其繁琐和冗长的。

例如,在“积分”章节中,有这样一道例题:(1.3.1)利用前面章节讨论的相似变换法则,能否求得在任意初等条件下的积分结果?(前提是一定存在这样的初等条件)答案是肯定的。

但是,在“解答”章节中却说,要使用一元微分法才能解答。

如此矛盾的说法,不知道编写者想表达什么?他究竟是想说明用这种方法求不出积分,还是想说明两种方法的差别呢?1.3.2反应分布类型相同的离子,不管它们是否处于电离状态,都是“物质的固有属性”吗?是的。

因为分析化学家已经证明,“物质的固有属性”是存在的,比如,大多数的酸都具有“氢键”。

但是,我们无法观察到“物质的固有属性”,只能通过实验去研究它。

因此,在“解答”章节中,作者非常自信地写到:不管离子的类型如何,只要它们符合我们提出的规则,就可以算出它们的浓度,比如它们的电荷、价数、电子浓度等。

这种说法显然不合理,也违背了物质固有属性的概念。

例如,有的教材认为,在溶液中,固体和液体的反应机理是完全相同的,甚至可以认为固体溶于液体的反应过程就是该固体在液体中的反应过程,而液体溶于固体的反应过程就是该液体在固体中的反应过程。

1.3.3再强调一次:要将固体和液体分离出来,使其完全隔绝,即真正从物质的状态上区分开来,这是非常重要的。

在某些时候,需要把物质进行粉碎,才能得到较纯的物质。

为了保证教材的科学性,我们还希望有关人士继续跟踪研究各类物质在空气中的氧化数,尤其是和氯气反应后的物质,更应该仔细检测这方面的数据,为后面的章节做准备。

1.3.4为了保证教材的科学性,我们还希望有关人士继续跟踪研究各类物质在空气中的氧化数,尤其是和氯气反应后的物质,更应该仔细检测这方面的数据,为后面的章节做准备。

浙江大学《概率论与数理统计》第1章

浙江大学《概率论与数理统计》第1章
定义2:将概率视为测度,且满足:
1。 P( A) 0
2。 P(S) 1
3。 A1, A2,...,Ak ,...,Ai Aj (i j),


P( Ai ) P( Ai )
i 1
i 1
称P(A)为事件A的概率。
性质:1 P() 0
证:令 An (n 1, 2,...),
例: 由n个部件组成的系统,记
n
• 串联系统: A Ai
i 1
n
• 并联系统: A Ai
i 1
Ai {第i个部件没有损坏},i=1,2, ,n,
A={系统没有损坏}
1-3 频率与概率
(一)频率
定义:记
fn
(
A)

nA n

其中 n A —A发生的次数(频数);
n—总试验次数。称 fn ( A) 为A
10 3 0.6 31 0.62
n =500 nH fn(H) 251 0.502 249 0.498 256 0.512 253 0.506 251 0.502 246 0.492 244 0.488 258 0.516 262 0.524 247 0.494
实验者 德·摩根
蒲丰 K·皮尔逊 K·皮尔逊
n
n
P( Ai ) P( Ai )
P( Ai Aj )
i 1
i 1
1i jn

P( Ai Aj Ak ) (1)n1 P( A1A2 An )
1i jk n
例:甲乙丙3人去参加某个集会的概率 均为0.4,其中至少有两人参加的概率为 0.3,都参加的概率为0.05,求3人中至 少有一人参加的概率。

浙大第5版概率论与数理统计

浙大第5版概率论与数理统计

浙大第5版概率论与数理统计
《浙大第5版概率论与数理统计》是浙江大学统计学系编写的一本概率论与数理统计教材,是浙大统计学系著名的课程教材之一。

该书的作者是严立华、赵学功和赵旭阳等。

该教材主要包含了概率论和数理统计的基本内容,内容丰富、系统性强,适合作为本科生和研究生的教材使用。

书中既包含了基础理论,如概率空间、随机变量、概率分布等,也包含了一些应用领域的内容,如参数估计、假设检验等。

该教材的特点之一是对概念解释清晰、推导严格,在讲解概率论与数理统计的基本理论时,注重理论的抽象性和应用性的统一性,以便学生能够更好地掌握和应用相关的知识。

此外,该书还包含了大量的例题和习题,方便学生巩固和加深对知识的理解。

总体来说,《浙大第5版概率论与数理统计》是一本深入浅出、全面系统的教材,适合统计学和相关专业的学生学习和参考。

浙江大学概率论2011-2012秋冬试卷

浙江大学概率论2011-2012秋冬试卷

E X _, P X 2 _。
答案:0.5; 1 1.5e0.5 0.09 3.有甲乙两只袋,甲袋里有 4 个红球,2 个白球;乙袋里有 2 个红球,2 个 白球。 现从甲袋中不放回抽取 2 个球放入乙袋,然后再从乙袋中不放回取出 2 球。以 X 表示从甲袋中取到的红球数,Y 表示从乙袋中取到的红球数,则

五、 某电子监视器的屏幕为单位圆。 设目标出现的位置点 A x, y 服从单位圆 ( x2 y 2 1)上的均匀分布。求(1)点 A 与屏幕中心位置(0,0)的距离 小于 0.5 的概率; (2) f Y X y x ; (3)若在某个时间段陆续观测到了 108 个目标点,求其中至多有 36 个目标点出现在第一象限( x 0 , y 0 )的 概率近似值。 答案: (1) P X 2 Y 2 1 4 0.25
1.6 1.5 答案: (1) P X 1.6 1 1 1 0.16 0.1
15 30 30 0.5 1 (2) P X i X i 0.5 1 6 0.18 i 1 0.1 30 i 16
ˆ 2 2 ,求 的置信度为 95%的单侧置信下限。 (3)若 n
答案: (1)似然函数 L
1 i1 e 2n
X i n
2
n
, xi , i 1, 2,, n 是 的单调增
ˆ min X1,, X n 函数,所以 的极大似然估计量
15 2 S 或 B2 ; 1 16 ; X 0.4375S ; S 2 7.26 16 二、 为比较三个型号的汽车的油耗情况, 随即抽取 A 型汽车 6 辆, B 型汽车 5 辆, C 型汽车 7 辆,记录每辆汽车每公升汽油行驶的公里数,得如下数据: 12.9 11.3 12.6 14.1 13.2 12.1 A型

概率论与数理统计及其应用第二版课后答案浙江大学

概率论与数理统计及其应用第二版课后答案浙江大学

字的概率分别为多少? 解:设“程序因打字机发生故障而被破坏”记为事件 M ,“程序在 A,B,C 三台打字机上打字”分别记为事件 N1, N2 , N3 。则根据全概率公式有
P(M ) 3 P(Ni )P(M | Ni ) 0.6 0.01 0.3 0.05 0.1 0.04 0.025 , i 1
63
(1)至少有 1 只配对的概率为1 1 2 。
33
-
-
总结资料
-
-
-
8,(1)设 P(A) 0.5, P(B) 0.3, P(AB) 0.1, ,求 P(A | B), P(B | A), P(A | A B) , P(AB | A B), P(A | AB) . (2)袋中有 6 只白球,5 只红球,每次在袋中任取 1 只球,若取到33-ຫໍສະໝຸດ -总结资料-
-
-
(2) 所求概率为 C42C82 C43C81 C44 201 67 ;
C142
495 165
(3)所求概率为 C74 35 7 。
C142 495 165
6,一公司向 M 个销售点分发 n(n M ) 张提货单,设每张提货单分发给
每一销售点是等可能的,每一销售点得到的提货单不限,求其中某一
P(B) 0.3 3
P( A) 0.5 5
P( A | A B) P[ A( A B)] P( A) 5 ,
P(A B) P(A B) 7
P( AB | A B) P[ AB( A B)] P( AB) 1 ,
P(A B) P(A B) 7
P( A | AB) P[ A( AB)] P( AB) 1。
|
N3)
0.1 0.04 0.025
0.16

交叉融汇 综合创新—记首届国际组合、算法、概率与实验算法研讨会

交叉融汇  综合创新—记首届国际组合、算法、概率与实验算法研讨会
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交 叉 融 汇
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综 合 创 新
记首届 国际组合、 算法、 概率与实验算法研讨会
浙 江大 学数 学 系运 筹 学研 究组
运筹学是运用科学 的数量方法研究对找管理及决策最优化 的 综合性学科。近年来运筹学与其他学科 的结合愈加 紧密 , 别 是 与理 论 计 算 机 科 学 的交 叉 , 算 法 设 特 在
任 Pt a m r 授 , 奥 地 利 G a 业 大 学 e rH m e 教 e r z工 R ie ukr 授 , 1本 京 都 大学 K zo1a a a rB rad教 n 3 au w m 教授, 意大利 B l n 大学 S vn a eo o ga o i ao M r l 教授等。 l tl 程 序 委 员 会 中 的著 名 学 者 还 包 括 S n r t f d教授 ao Ynu Y ,东京 大学 教授 HI a,o no i e y . i r t 教授 A m To . B rdnT l A i 教 授 YA a, T aa ooi,e - vv .zrU D l s教 授 l DnzuD , ig u 中国科学院院士陈国良教授等。 h 会议共
计与分析领域 出现了大量 的研究工作 。研究 问题包 括 通讯 网络 中 的调 度 问题 , 行 计 算 , 规 模 集 成 并 大 电路设计 , 由优化与波长分配 , 路 存储器算法 , 网络 机制设计等等 。浙江大学数学系运筹学与控制论学 科的研究水平名列国内前茅。特别是离散优化与算 法理 论在 国 内处 于领先 水平 。近年 来 的研 究工作 主 要 集 中 于在 线 算 法 、 困难 问题 的近 似 算法 、 网络 优 化、 计算生物学 以及算法博弈论等 。为了更好地 了 解 国际 研究 动 态 、 大 交 流 和提 高 研 究 水 平 , 们 扩 我 运 筹 学 研究 组 与 国际 同行 商议 决 定 召 开一 个 运 筹

概率论与数理统计(浙江大学版本)

概率论与数理统计(浙江大学版本)

n! n1!.... nm !
4 随机取数问题 例4 从1到200这200个自然数中任取一个,
(1)求取到的数能被6整除的概率
(2)求取到的数能被8整除的概率 (3)求取到的数既能被6整除也能被8整除的概率 解:N(S)=200, N(1)=[200/6]=33,
N(2)=[200/8]=25
N(3)=[200/24]=8
30! N (S ) C C C 10! 10! 10!
10 10 10 30 20 10
27! 3! 9! 9! 9! 50 P( A) N (S ) 203
3 C C C P( B) N (S )
7 27 10 20
10 10
一般地,把n个球随机地分成m组(n>m),
要求第 i 组恰 有ni个球(i=1,…m),共有分法:
加法公式:设完成一件事可有两种途径,第 一种途径有n1种方法,第二种途径有n2种方 法,则完成这件事共有n1+n2种方法。 (也可推广到若干途径)
这两公式的思想贯穿着整个概率问题的求解。
有重复排列:从含有n个元素的集合中随机
抽取k 次,每次取一个,记录其结果
后放回,将记录结果排成一列,
n n n

(3) 可列可加性:设A1,A2,…, 是一列两两互不 相容的事件,即AiAj=,(ij), i , j=1, 2, …, 有 P( A1 A2 … )= P(A1) +P(A2)+…. 则称P(A)为事件A的概率。 (1.1)
2.概率的性质 P(10-13) (1) 有限可加性:设A1,A2,…An , 是n个两两互 不相容的事件,即AiAj= ,(ij), i , j=1, 2, …, n ,则有 P( A1 A2 … An)= P(A1) +P(A2)+… P(An); (2) 单调不减性:若事件AB,则 P(A)≥P(B) (3)事件差 A、B是两个事件, 则 P(A-B)=P(A)-P(AB)

浙江大学概率论与数理统计盛骤第四版数理统计部分

浙江大学概率论与数理统计盛骤第四版数理统计部分

为什么?
答:只有(4)不是统计量。
17
随机变量独立性的两个定理
定理6.1:设X1, X 2 , , X n是相互独立的n个随机变量,
又设y gi x1, , xni , x1, , xni Rni , i 1, 2, k是k个连续函数,
且有n1 n2 nk n, 则k个随机变量:
[说明]:后面提到的样本均指简单随机样本,由概率论知,若总体X 具有概率密度f(x),
则样本(X1,X2,…,Xn)具有联合密度函数:
n
fn x1, x2, xn f xi
i 1
16
统计量:样本的不含任何未知参数的函数。
常用统计量:设(X1,X2,…,Xn)为取自总体X的样本
1.
样本均值
n
Yn x
lim P i1 n
n
x
x
证明略。
1
t2
e 2 dt
2
此定理表明,当n充分大时,Yn近似服从N 0,1.
n
即: X(i 近似)~N (n, n 2 ), i=1
从而,P(a
n i 1
Xi
b)
(b n ) ( a n ).
n
n
答案:N (, 2 )
n
9
定理5.5 德莫佛--拉普拉斯定理
解:设机器出故障的台数为X,则X b400,0.02,分别用三种方法计算:
1. 用二项分布计算
P X 2 1 P X 0 P X 1 1 0.98400 4000.020.98399 0.9972
2. 用泊松分布近似计算
np 400 0.02 8 查表得
P X 2 1 P X 0 P X 1 1 0.000335 0.002684 0.9969

概率论与数理统计浙江大学盛骤完整版

概率论与数理统计浙江大学盛骤完整版
7
一种受到某些著名学者支持的观点认为,英国学者葛朗特 在1662年发表的著作《关于死亡公报的自然和政治观察》, 标志着这门学科的诞生。
数理统计学的另一个重要源头来自天文和测地学中的误差 分析问题。人们希望通过多次量测获取更多的数据,以便 得到对量测对象的精度更高的估计值。量测误差有随机性, 适合于用概率论即统计的方法处理,远至伽利略就做过这 方面的工作,他对测量误差的性态作了一般性的描述,法 国大数学家拉普拉斯曾对这个问题进行了长时间的研究, 现今概率论中著名的“拉普拉斯分布”,即是他在这研究 中的一个产物。这方面最著名且影响深远的研究成果有二: 一是法国数学家兼天文家勒让德19世纪初(1805) 与德 国大学者高斯发明的“最小二乘法”,另外一个重要成果 是高斯1809年在研究行星绕日运动时提出用正态分布刻画 测量误差的分布。正态分布也常称为高斯分布。
i 1
S AB
S AB
✓ 当AB=Φ时,称事件A与B不相容的,或互斥的。
S
AB
21
✓ A B AB { x| xA 且 xB }
S AB

A的逆事件记为A,

A
U
A

S
,
A A

A A
U B
B
S
,称A,
B互逆、互斥
S
✓ “和”、“交”关系式
AA
n
n
9
20世纪以前数理统计学发展的一个重要成果, 是19世纪后期由英国遗传学家兼统计学家高尔顿 发起,并经现代统计学的奠基人之一K·皮尔逊和 其他一些英国学者所发展的统计相关与回归理论。 所谓统计相关,是指一种非决定性的关系如人的 身高X与体重Y,存在一种大致的关系,表现在X 大(小)时,Y也倾向于大(小),但非决定性的: 由X并不能决定Y。现实生活中和各种科技领域中, 这种例子很多,如受教育年限与收入的关系,经 济发展水平与人口增长速度的关系等,都是属于 这种性质,统计相关的理论把这种关系的程度加 以量化,而统计回归则是把有统计相关的变量, 如上文的身高X和体重Y的关系的形式作近似的估 计,称为回归方程,现实世界中的现象往往涉及 众多变量,它们之间有错综复杂的关系,且许多 属于非决定性质,相关回归理论的发明,提供了 一种通过实际观察去对这种关系进行定量研究的 工具,有着重大的认识和实用意义。

概率论与数理统计(浙江大学_第四版--盛骤)——概率论部分2

概率论与数理统计(浙江大学_第四版--盛骤)——概率论部分2
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泊松分布(Poisson分布) 若随机变量X的概率分布律为
e k P( X k ) , 0,1, 2, , 0 k k!
称X服从参数为λ 的泊松分布,记 X ~ ( )
例:设某汽车停靠站候车人数X ( ), 4.5 (1)求至少有两人候车的概率; (2)已知至少有两人候车,求恰有两人候车的概率。 解: e 4.5 4.5k P( X k ) , 0,1, 2, k k! 1 P( X 2) 1 P( X 0) P( X 1) 1 e 4.5(1 4.5) 0.9389
x1 x2
f ( x)表示X 落在点x附近的概率的多少
21
例:设X的概率密度为 (1)求常数c的值;
0 x 1 c f ( x) 2 9 3 x 6 0 其他
(2) 写出X的概率分布函数; 求k的值。
解: 1 2 6 1 2 1 1 f (t )dt c dt dt c c 0 9 3 3 3
解: 设Ai={第i个灯为红灯},则P(Ai)=p,i=1,2,3 且A1,A2,A3相互独立。
P( X 0) P( A1 ) p ;
P( X 1) P( A1 A2 ) (1 p) p ;
P( X 2) P( A1 A2 A 3 ) (1 p)2 p ;
1) f ( x) 0
2)
面积为1
y f ( x)

+

f ( x)dx 1
Px1 X x2
3) 对于任意的实数x1,x2 ( x2 x1 ) P x1 X x2

x2
x1
f (t ) dt P( X a) 0

浙江大学《概率论与数理统计》(第4版)【名校笔记+课后习题+考研真题】第6章 样本及抽样分布【圣才出

浙江大学《概率论与数理统计》(第4版)【名校笔记+课后习题+考研真题】第6章 样本及抽样分布【圣才出
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第 6 章 样本及抽样分布
6.1 复习笔记
一、抽样分布 1.样本统计量 (1)常用的统计量(见表 6-1-1)
表 6-1-1 常用统计量
2.经验分布函数 设 x1,x2,…, xn 是总体 F 的一个容量为 n 的样本值,将 x1,x2,…,xn 按从小到大的
1
4 / 5 4 / 5
0.2628
(2)记 M=max{X1,X2,X3,X4,X5},因 Xi X i 的分布函数为Φ((x-12)/2),则
M 的分布函数为
FM(m)=[Φ((m-12)/2)]5
因而
P{max{X1,X2,X3,X4,X5}>15}=P{M>15}=1-P{M≤15}=1-FM(15)=1-[Φ ((15-12)/2)]5=0.2923
①定理一
设 X1,X2,…,Xn 是来自正态总体 N (, 2 ) 的样本,其样本均值和样本方差为
X
1 n
n i 1
Xi,S2
1 n 1
n i 1
Xi X
2
a.
(n 1)S 2 2
~
2 (n 1)
b. X ~ N (, 2 ) n
c. X 与 S2 相互独立。
③定理二
设 X1,X2,…,Xn 是来自正态总体 N (, 2 ) 的样本, X ,S2 分别是该样本的均值和
且两者是相互独立,因此
X1 X 2 X3 ~ N 0,1 , X 4 X5 X 6 ~ N 0,1
3
3
又两者相互独立,按χ2 分布的定义
(X1+X2+X3)2/3+(X4+X5+X6)2/3~χ2(2)
即 1/3Y~χ2(2),因此所求常数 C=1/3。
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浙江大学概率统计研讨会时间:2017年11月18-19日地点:杭州申花路796号紫金港国际饭店(近浙大紫金港校区)18日上午: 9:30-10:10 肖益民Michigan State University 10:10-10:50 李哲骅上海纽约大学10:50-11:05 茶歇11:05-11:45 陈新兴上海交通大学18日下午: 13:30-14:10 周望新加坡国立大学14:10-14:50 李利平中科院14:50-15:05 茶歇15:05-15:45 Sergey Bocharov 浙江大学15:45-16:25 王文胜杭州电子科技大学16:25-16:35 茶歇16:35-17:15 潘光明新加坡南洋理工大学19日上午: 9:00-9:40 张立新浙江大学9:40-10:20 张登上海交通大学10:20-10:40 茶歇10:40-11:20 李育强华东师范大学11:20-12:00 陈娴厦门大学联系人:苏中根 suzhonggen@赵敏智 zhaomz@欢迎大家参加!浙江大学概率统计研讨会地点:杭州申花路796号紫金港国际饭店(近浙大紫金港校区)New directions in studies of sample functions of Levy and Levy-Typeprocesses肖益民Michigan State UniversityDiscretize Brownian bridge on manifolds李哲骅上海纽约大学Gaussian bounds on locally irregular graphs陈新兴上海交通大学A well known theorem of Delmotte is that Gaussian bounds, parabolic Harnack inequality, and the combination of volume doubling and Poincare inequality are equivalent for graphs. 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Probab., 2005). However, the classical central limit theorem for the stochastic approximation algorithm does not include all cases of its regression function, creating a gap between the results of Laruelle and Pages (2013) and those of Bai and Hu (2005) for randomized urn models. We establish new central limit theorems of the stochastic approximation algorithm under the popular Lindeberg condition to fill this gap. In our applications, we investigate a more involved family of urn models and related adaptive designs in which it is possible to remove the balls from the urn, and the expectation of the total number of balls updated at each stage is not necessary a constant. The asymptotic properties are derived under much less stringent assumptions than those in Bai and Hu (2005) and Laruelle and Pages (2013). 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This is a joint work with Chen Jia.。

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