概率论与数理统计练习册(理工类) - 第5,6章答案
概率论与数理统计练习册答案

概率论与数理统计练习册答案第一章概率论的基本概念一、选择题4. 答案:(C )注:C 成立的条件:A 与B 互不相容.5. 答案:(C )注:C 成立的条件:A 与B 互不相容,即AB φ=.6. 答案:(D )注:由C 得出A+B=Ω. 8. 答案:(D )注:选项B 由于11111()1()1()1()1(1())nn n n n i i i i i i i i i i P A P A P A P A P A ======-=-==-=--∑∑∏∏9.答案:(C )注:古典概型中事件A 发生的概率为()()()N A P A N =Ω. 10.答案:(A )解:用A 来表示事件“此r 个人中至少有某两个人生日相同”,考虑A的对立事件A “此r 个人的生日各不相同”利用上一题的结论可知365365!()365365r r r rC r P P A ?==,故365()1365rrP P A =-.12.答案:(B )解:“事件A 与B 同时发生时,事件C 也随之发生”,说明AB C ?,故()()P AB P C ≤;而()()()()1,P A B P A P B P AB ?=+-≤ 故()()1()()P A P B P AB P C +-≤≤.13.答案:(D )解:由(|)()1P A B P A B +=可知2()()()1()()()1()()()(1())()(1()()())1()(1())()(1())()(1()()())()(1())()()()()()()(())()()()P AB P AB P AB P A B P B P B P B P B P AB P B P B P A P B P AB P B P B P AB P B P B P A P B P AB P B P B P AB P AB P B P B P A P B P B P B P AB P B -?+=+--+--+==-?-+--+=-?-+--+=2(())()()()P B P AB P A P B -?=故A 与B 独立. .16.答案:(B )解:所求的概率为()1()1()()()()()()()11111100444161638P ABC P A B C P A P B P C P AB P BC P AC P ABC =-??=---+++-=---+++-= 注:0()()0()0ABC AB P ABC P AB P ABC ??≤≤=?=. 17.答案:(A )解:用A 表示事件“取到白球”,用i B 表示事件“取到第i 箱”1.2.3i =,则由全概率公式知112233()()(|)()(|)()(|)11131553353638120P A P B P A B P B P A B P B P A B =++=++=.18.答案:(C )解:用A 表示事件“取到白球”,用i B 表示事件“取到第i 类箱子” 1.2.3i =,则由全概率公式知112233()()(|)()(|)()(|)213212765636515P A P B P A B P B P A B P B P A B =++=++=.19.答案:(C )解:即求条件概率2(|)P B A .由Bayes 公式知3263222711223315()(|)5(|)()(|)()(|)()(|)7P B P A B P B A P B P A B P B P A B P B P A B ===++. 二、填空题2.;ABC ABC ABC ABC ABC 或AB BC AC3.0.3,0.5 解:若A 与B 互斥,则P (A+B )=P (A )+P (B ),于是 P (B )=P (A+B )-P (A )=0.7-0.4=0.3;若A 与B 独立,则P (AB )=P (A )P (B ),于是由P (A+B )=P (A )+P (B )-P (AB )=P (A )+P (B )-P (A )P (B ),得()()0.70.4()0.51()10.4P A B P A P B P A +--===--.4.0.7 解:由题设P (AB )=P (A )P (B|A )=0.4,于是P (AUB )=P (A )+P (B )-P (AB )=0.5+0.6-0.4=0.7.解:因为P (AUB )=P (A )+P (B )-P (AB ),又()()()P AB P AB P A +=,所以()()()0.60.30.3P AB P A B P B =-=-= .6.0.6 解:由题设P (A )=0.7,P (AB )=0.3,利用公式AB AB A +=知()()()P AB P A P AB =-=0.7-0.3=0.4,故()1()10.40.6P AB P AB =-=-=. 7.7/12 解:因为P (AB )=0,所以P (ABC )=0,于是()()1()1[()()()()()()()]13/42/67/12P ABC P A B C P A B C P A P B P C P AB P BC P AC P ABC ==-=-++---+=-+= . 10.11260解:这是一个古典概型问题,将七个字母任一种可能排列作为基本事件,则全部事件数为7!,而有利的基本事件数为12121114=,故所求的概率为417!1260=. 11.3/7 解:设事件A={抽取的产品为工厂A 生产的},B={抽取的产品为工厂B 生产的},C={抽取的是次品},则P (A )=0.6,P (B )=0.4,P (C|A )=0.01,P (C|B )=0.02,故有贝叶斯公式知()()(|)0.60.013(|)()()(|)()(|)0.60.010.40.027P AC P A P C A P A C P C P A P C A P B P C B ?====+?+?. 12.6/11解:设A={甲射击},B={乙射击},C={目标被击中},则P (A )=P (B )=1/2,P (C|A )=0.6,P (C|B )=0.5,故()()(|)0.50.66 (|)()()(|)()(|)0.50.60.50.511P AC P A P C A P A C P C P A P C A P B P C B ?====+?+?. 四、 )(,21)|(,31)|(,41)(B A P B A P A B P A P ?===求。
概率论与数理统计习题册 第五章 答案

P{X
>
4500}
=1−
P{X
≤
4500}
= 1 − Φ⎜⎜⎝⎛
4500 − 4475 612.5
⎟⎟⎠⎞
≈ 1− Φ(1.01) = 1− 0.8413 = 0.1587
(2) P{4400
<
X
<
4500} = Φ⎜⎜⎝⎛
4500 − 4475 612.5
⎟⎟⎠⎞
−
Φ⎜⎜⎝⎛
4400 − 4475 612.5
E( Xi ) = 10× 0.4 + 9× 0.3 + 8× 0.2 + 7 × 0.05 + 6× 0.05 = 8.95 ,
D( Xi
)
=
E
(
X
2 i
)
−
( EX i
)2
=1.225 ,
设总分为 X ,则 X ~ N (500 × 8.95, 500 ×1.225) ,即 X ~ N (4475, 612.5) . 因此
n
∑ 解 设有 n 个数相加,X i 分别为每个数的舍入误差。记 X = Xi ,E( Xi ) = 0 , i =1
16
∑ D( Xi )
=
1 12
由定理一知,随机变量 Z
=
k =1
Xi − n⋅0 n / 12
近似地服从正态分布 N (0,1)
(1) 所求概率
P{ X ≤ 15} = P{−15 ≤ X ≤ 15} = P{ −15 < X < 15 } 55 55 55
P{| Xn − a |< 0.1} ≥ 0.95 的 n 的最小值应不小于自然数
15华工概率论与数理统计第五、六章作业答案

概率论第五章答案 5.1 解:因 E[ X + Y ] = E[ X ] + E[Y ] = 0
故 P ( X + Y ≥ 6) = P ( X + Y − E[ X + Y ] ≥ 6) ≤
Var[ X + Y ] 36
而 Var[ X + Y ] = Var[ X ] + Var[Y ] + 2 cov( X , Y )
∑
9
因
* 8S 9
2
σ
2
~ χ 2 (8)
X 10 − X 10 σ 3( X 10 − X ) 3 所以 T = 服从 t (8) 分布 . = *2 *2 S9 10 8S 9
σ2
8
X 6.7 解:由题意知 2 = i ~ χ 2 (4) . σ i =6 σ Z3
∑
σ
Z1
因 {X n } 是独立同分布的随机变量序列,且
2 2 Var[ X n ] = E[ X n ] − (E[ X n ]) ⇒ E[ X n ] = 10 2
故 {Yn }是独立同分布的随机变量序列,且
E[Yn ] = E[ X 32n−2 + X 3n−1 X 3n ] = E[ X 32n−2 ] + E[ X 3n−1 ]E[ X 3n ]
E[ X i ] = 0 ,Var[ X i ] = 0.0075 .
因 P (48 ≤ Y60 ≤ 52) = P 48 ≤ 50 +
60
∑X
i =1
i
≤ 52
= P (−2 ≤
∑X
概率论与数理统计》课后习题习题详解第五章

习题解答习题5.11.设样本值如下:15, 20, 32, 26, 37, 18, 19, 43计算样本均值、样本方差、2阶样本矩及2阶样本中心矩.解 由样本均值的计算公式,有()8111152032263718194326.2588i i x x ===⨯+++++++=∑由样本方差的计算公式,有()28211102.2181i i s x x==-=-∑由2阶样本矩的计算公式,有82211778.58i i a x ===∑由2阶样本中心矩的计算公式,有()2821189.448i i b x x==-=∑2. 设总体~(12,4)X N ,125(,,,)X X X 是来自总体X 的样本,求概率12345{m a x (,,,,)12}P X X X X X >. 解 12345{m a x (,,,,)12}P X X X X X > []551311(0) 1()232=-Φ=-=3. 设总体X ~ P (λ),X 是容量为n 的样本的均值,求 ()E X 和 ()D X . 解 因总体X ~ P (λ),故有(),()E X D X λλ==,于是()()E X E X λ==()()D X D X n nλ== 4. 某保险公司记录的6n =起火灾事故的损失数据如下(单位:万元):1.86, 0.75, 3.21,2.45, 1.98, 4.12. 求该样本的经验分布函数.解 将样本观测值排序可得:0.751.86 1.982.453.21<<<<< 则经验分布函数为60, 0.751, 0.75 1.8661, 1.86 1.9831(), 1.98 2.4522, 2.45 3.2135, 3.21 4.1261, 4.12x x x F x x x x x <⎧⎪⎪≤<⎪⎪≤<⎪⎪⎪=≤<⎨⎪⎪≤<⎪⎪⎪≤<⎪⎪≥⎩5.求标准正态分布的上侧0.01分位数和上侧0.48分位数 .解 由题知,X ~ (0,1)N ,求X 的上侧α分位数. 即求u α使满足{}P X u αα>=得{}1P X u αα≤=-即()1u ααΦ=-取0.01α=,查标准正态分布表得上侧0.01分位数为0.012.33u u α==取0.48α=,查标准正态分布表得上侧0.48分位数为0.480.05u u α==习题5.21.设总体~(8,36)X N ,129(,,,)X X X 是取自总体X 的样本,X 是样本均值,求{|7|2}P X -< .解 因~(8,36)X N ,且样本容量9n =,故36~(8,), ~(8,4)9X N X N 即 ,于是 9858{|7|2}{59}()()22P X P X ---<=<<=Φ-Φ (0.5)( 1.5)(0.5)(1.5)10.69150.933210.6247=Φ-Φ-=Φ+Φ-=+-=2.设 2~(9)X χ ,求λ使其满足()0.95P X λ<=解 由()0.95P X λ<=,得()0.05P X λ≥=,因为2~(9)X χ,所以查表可得20.05(9)16.919λχ==3. 设总体~(0,1X N ,1210(,,,)X X X 是取自总体X 的样本,求2221210()E X X X +++ 及2221210()D X X X +++ .解 由总体~(0,1)X N 可知~(0,1) (1,2,,10)i X N i = ,且1210,,,X X X 相互独立,于是22221210()~(10)X X X χ+++故有2221210()10E X X X +++= 2221210()21020D X X X +++=⨯=4. 设总体X ~ N (20 ,3),从中独立地抽取容量分别为10和15的两个样本,求它们的样本均值之差的绝对值大于0.3的概率.解 设这两个样本分别为1210,,,X X X 和1215,,,Y Y Y , 则对样本均值有101110i i X X ==∑ ~15131(20,),1015i i N Y Y ==∑~3(20,)15N依定理 X Y -~1(0,)2N ,所以{}0.3P X Y P ⎫->=>1P ⎫=-≤1=-ΦΦ(1210.6744⎡⎤=-Φ-=⎢⎥⎣⎦(查标准正态分布表可得)5.设X ~ t (12) ,(1) 求 a 使得()0.05P X a <=;(2)求 b 使得()0.99P X b >= 解 (1)由()0.05P X a <=利用t 分布的对称性可得()0.05P X a >-=,查表可得0.05(12) 1.7823 1.7823a t a -==⇒=-(2)由()0.99P X b >=得()0.01P X b ≤=,又由t 分布的对称性可得()0.01P X b >-=于是0.01(12) 2.6810 2.6810b t b -==⇒=-6.设~(8,12)X F ,求 λ 使得()0.01P X λ<=.解 由()0.01P X λ<= 得 ()0.99P X λ>=,于是查表可得0.990.0111(8,12)0.176(12,8) 5.67f f λ====习题5.31.设总体X ~ N (μ ,4),(X 1 ,X 2 ,… ,X 16)为其样本,2S 为样本方差,求: (1) P ()666.62<S ; (2) P ()865.4279.22<<S . 解 因为()221n S σ-~()21n χ-所以本题中2154S ~()215χ 则 (1) {}(){}22215156.666 6.6661524.997544P S P S P χ⎧⎫<=<⨯=<⎨⎬⎩⎭(){}211524.997510.050.95P χ=-≥=-=(2) {}221515152.279 4.865 2.279 4.865444P S P S ⎧⎫<<=⨯<<⨯⎨⎬⎩⎭(){}28.546251518.24375P χ=<<(){}(){}22158.546251518.24375P P χχ=>-≥0.900.250.6=-= 2. 总体2~(0,)X N σ,1225(,,,)X X X 是总体X 的样本,2X S 和分别是样本均值和样本方差,求λ,使5()0.99XP Sλ<=. 解 根据抽样分布定理知5~(24)X Xt S = 又由5()0.99XP Sλ<=得 5()0.01XP Sλ>= 故查表可得0.01(24) 2.4922t λ==3.设总体X ~ N (30 ,64),为使样本均值大于28的概率不小于0.9 ,样本容量n 至少应是多少?解 因为X ~(30,64)N , 所以样本均值X .~64(30,)N n因此X ()0,1N , 故{}{}28128P X P X >=-≤1X P ⎧⎫=-≤1⎛=-Φ ⎝0.9=Φ≥1.29≥,解得 27n ≥,所以n 至少应取27.*4.设总体X ~ N )16(1,μ 与总体Y ~ N )36(2,μ 相互独立,(X 1 ,X 2 ,… ,X 13)和(Y 1 ,Y 2 ,… ,Y 10)分别为来自总体X 和总体Y 的样本.试求两总体样本方差之比落入区间(0.159 ,1.058)内的概率.解 因为()221n S σ-~()21n χ-,所以本题中211216S ~()222912,36S χ~()29χ又因为21212222121291694936S S F S S ==~()12,9F从而221122229990.159 1.0580.159 1.058444S S P P S S ⎧⎫⎧⎫<<=⨯<<⨯⎨⎬⎨⎬⎩⎭⎩⎭(){}0.3577512,92.3805P F =<< 0.85=(查F 分布表*5. 设从两个正态总体~(4,1)~(6,1)X N Y N 和中分别独立地抽取两个样本1219(,,,)X X X 和1216(,,,)Y Y Y ,样本方差分别为2212S S 和.求λ,使2122()0.05S P S λ<=.解 根据抽样分布定理可知2122~(18,15)S F S 又由2122()0.05S P S λ<=可得2122()0.95S P S λ>=,于是查表可得0.950.0511(18,15)0.44(15,18) 2.27f f λ====*6.设总体X 与总体Y 相互独立,且都服从正态分布N (0 ,9),(X 1 ,X 2 ,… ,X 9)和(Y 1 ,Y 2 ,… ,Y 9)分别为来自总体X 和Y 的样本.试证明统计量T =∑∑==91291i ii iYX服从自由度为9的t 分布.证明 由正态分布的性质及样本的独立性知91ii X=∑~2(0,9)N得9119i i X =∑~(0,1)N 又因为i Y ~(0,9) (1,2,,9)N i =所以()22222291212913339Y Y Y Y Y Y ⎛⎫⎛⎫⎛⎫+++=+++ ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭⎝⎭ ~()29χ 由于两个总体X 和Y 是相互独立的,所以其相应的样本也是相互独立的,故 9119i i X =∑与92119i i Y =∑也相互独立,于是由t 分布的定义知991ii XX T ==∑∑ ~ ()9t综合练习五一、填空题1.设总体X 的一组样本观测值为1.4 ,2.3 ,1.8 ,3.4 ,2.7则样本均值 x= ( 2.32 ) ,样本方差 2s = ( 0.607 ) .2.设总体X 服从正态分布N (2 ,5),(X 1 ,X 2 ,… ,X 10)为其样本,则样本均值X 的分布为 ( 122N ⎛⎫⎪⎝⎭, ).3.设总体X 服从具有n 个自由度的2χ 分布,(X 1 ,X 2 ,… ,X n )为其样本,X为样本均值,则有 ()( )E X n = ,()( 2 )D X = .4.设总体X ~ N (μ ,2σ),(X 1 ,X 2 ,… ,X n )为其样本,X 、2S 分别为样本均值和样本方差,则有 X ~( 2N n σμ⎛⎫ ⎪⎝⎭, ),22)1(σS n - ~( 2(1)n χ- ),nSX μ- ~( t (n - 1) ).5.设总体X ~ N (1 ,4),(X 1 ,X 2 ,… ,X 5)为其样本,令T = 2543221)2()(X X X b X X a --+-则当a = (81 ) 、1()24b =时有T ~ 2χ(2) . 二、选择题1.设总体X ~ N (μ ,1),其中 μ 为未知参数,若(X 1 ,X 2 ,… ,X n )为来自总体X 的样本,则下列样本函数中( (b ) ) 不是统计量.(a )∑=ni i X1;(b )∑=-ni iX12)(μ ;(c) X 1 X 2 … X n ; (d )∑=ni i X12.2.设总体X ~ N (2 ,4),(X 1 ,X 2 ,… ,X 9)为其样本,X 为样本均值,则下列统计量中服从标准正态分布的是( (c ) ).(a ) X ; (b))2(43-X ; (c ))2(23-X ; (d ) )2(29-X . 3.设总体X ~ N (0 ,1),(X 1 ,X 2 ,… ,X 5)为其样本,令T = 2543221)(2)(3X X X X X +++则有T ~ ( (b ) ) .(a ) t (5) ; (b ) F (1 ,1) ; (c ) F (2 ,3) ; (d ) F (3 ,2) . 4.设总体X ~ N ⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛410,,(X 1 ,X 2 ,… ,X 5)为其样本,令T=则有T ~( (d ) ).(a ) t (1) ; (b ) t (2) ; (c ) t (3) ; (d ) t (4) . 5.设总体X ~ N (0 ,1),(X 1 ,X 2 ,… ,X n )为其样本,X 、2S 分别是样本均值和样本标准差,则 ( (c ) ) .(a ) n X ~ N (0 ,1): (b ) X ~ N (0 ,1); (c )∑=ni i X 12 ~ 2χ(n ) ; (d )SX~ t (n - 1) . 6.设随机变量X 和Y 都服从标准正态分布,则 ( (c ) ) .(a ) Y X + 服从正态分布; (b ) 22Y X + 服从 2χ 分布;(c ) 2X 和 2Y 都服从 2χ 分布; (d )22Y X 服从F 分布.三、解答题1.设总体~(2,16)X N ,12(,,,)n X X X 是总体X 的样本,令2211ni i A X n ==∑,求2A 的数学期望2()E A .解 因为~(2,16)X N ,所以~(2,16) (1,2,,)i X N i n = ,则有 22()()()16420i i i E X D X E X =+=+= 于是22111()()2020n i i E A E X n n n===⨯⨯=∑2.设总体~(15,9),X N ,129(,,,)X X X 是总体X 的样本,X 是样本均值,.求常数c ,使()0.95.P X c ≤=解 根据抽样分布定理可知~(15,1)X N 又由()0.95P X c ≤=可得15()()0.951c P X c -≤=Φ= 查表可得15 1.645c -=,于是得16.645c =3.设一组数据20.5,15.5,30.2,20.5,18.6, 21.3,18.6,23.4来自于总体,X 求经验分布函数.解 将样本观测值排序可得:15.518.618.620.520.521.32<=<=<<< 则由定义可得经验分布函数为80, 15.51, 15.518.683, 18.620.585(), 20.521.386, 21.323.487, 23.430.081, 30.2x x x F x x x x x ≤⎧⎪⎪≤<⎪⎪≤<⎪⎪⎪=≤<⎨⎪⎪≤<⎪⎪⎪≤<⎪⎪≥⎩4.设总体X ~ N (0 ,4),(X 1 ,X 2 ,… ,X 9)为其样本.求系数a 、b 、c ,使得T = 298762543221)()()(X X X X c X X X b X X a ++++++++服从 2χ 分布,并求其自由度.解 由于129,,,X X X 相互独立且来自总体X ~(0,4)N ,则由正态分布的线性运算性质有12X X +~(0,8)N ,345X X X ++~(0,12)N ,6789X X X X +++~(0,16)N于是,由2χ分布与正态分布的关系,有()()()22212345678981216X X X X X X X X X T ++++++=++ 服从2χ(3)分布,因此111,,81216a b c ===,自由度为3。
概率论与数理统计课后题参考答案

第一章 基本概念1、试对下列随机试验各写出一个样本空间: (1)掷一颗骰子;(2)一个口袋中有5个外形相同的球,编号分别为1、2、3、4、5,从中同时取出3个球; (3)10只产品中有3只是次品,每次从中任取一只(取出后不放回),直到将3只次品全部取出,记录抽取的次数;(4)对某工厂生产的产品进行检查,合格的盖上“正品”,不合格的盖上“次品”,如果查出2件次品就停止检查,或者查满4件也就停止检查,记录检查结果。
解:(1)}6,5,4,3,2,1{=Ω(2))}5,4,3(),5,4,2(),5,3,2(),4,3,2(),5,4,1(),5,3,1(),4,3,1(),5,2,1(),4,2,1(),3,2,1{(=Ω5个球中选3各球进行组合,有1035=C 种。
(3)}109876543{,,,,,,,=Ω最少抽取的次数是每次取出的都是次品;最多抽取的次数是把10只产品全部取出,总能抽出3个是次品。
(4)用数字1代表正品,数字0代表次品;样本空间包括查出2件是次品和查满4件产品这两种情况。
)}1,1,1,0(),1,1,1,1(),1,0,1,1(),1,1,0,1(),0,1,1,1(),0,0,1,1(),0,1,0,1(),0,1,1,0(),0,0,1(),0,1,0(),0,0{(=Ω2、工厂对一批产品作出厂前的最后检查,用抽样检查方法,约定,从这批产品中任意取出4件产品来做检查,若4件产品全合格就允许这批产品正常出厂;若有1件次品就再作进一步检查;若有2件次品则将这批产品降级后出厂;若有2件以上次品就不允许出厂。
试写出这一试验的样本空间,并将“正常出厂”、“再作检查”、“降级出厂”、“不予出厂”这4个事件用样本空间的子集表示。
解:用数字1代表正品,数字0代表次品设=“正常出厂”; =“再作检查”; =“降级出厂”;D =“不予出厂”)}1,1,1,1{(=A)}0,1,1,1(),1,0,1,1(),1,1,0,1(),1,1,1,0{(=B)}0,0,1,1(),0,1,0,1(),1,0,0,1(),1,1,0,0(),1,0,1,0(),0,1,1,0{(=C )}0,0,0,0(),0,0,0,1(),0,0,1,0(),0,1,0,0(),1,0,0,0{(=D)}0,0,0,0(),0,0,0,1(),0,0,1,0(),0,1,0,0(),1,0,0,0(),0,0,1,1(),0,1,0,1(),1,0,0,1(),1,1,0,0(),1,0,1,0(),0,1,1,0(),0,1,1,1(),1,0,1,1(),1,1,0,1(),1,1,1,0(),1,1,1,1{(=⋃⋃⋃=ΩDC B A3、设A 、B 、C 是三个事件,试用A 、B 、C 的运算关系表示下列事件: (1)A 与B 都发生,但C 不发生;(2)A 发生,但B 与C 可能发生也可能不发生; (3)这三个事件都发生; (4)这三个事件都不发生; (5)这三个事件中至少有一个发生; (6)这三个事件中最多有一个发生; (7)这三个事件中至少有两个发生; (8)这三个事件中最多有两个发生; (9)这三个事件中恰有一个发生; (10)这三个事件中恰有两个发生。
概率论与数理统计第五章课后习题及参考答案

概率论与数理统计第五章课后习题及参考答案1.用切比雪夫不等式估计下列各题的概率.(1)废品率为03.0,1000个产品中废品多于20个且少于40个的概率;(2)200个新生儿中,男孩多于80个而少于120个的概率(假设男孩和女孩的概率均为5.0).解:(1)设X 为1000个产品中废品的个数,则X ~)1000,03.0(B ,有30)(=X E ,1.29)(=X D ,由切比雪夫不等式,得)3040303020()4020(-<-<-=<<X P X P )103010(<-<-=X P )1030(<-=X P 709.0101.2912=-≥.(2)设X 为200个新生儿中男孩的个数,则X ~)200,5.0(B ,有100)(=X E ,50)(=X D ,由切比雪夫不等式,得)10012010010080()12080(-<-<-=<<X P X P )2010020(<-<-=X P )20100(<-=X P 87205012=-≥.2.一颗骰子连续掷4次,点数总和记为X ,估计)1810(<<X P .解:设i X 为该骰子掷第i 次出现的点数,则61)(==k X P i ,6,,2,1 =i ,6,,2,1 =k .27)654321(61)(=+++++=i X E ,691)654321(61)(2222222=+++++=i X E ,35)]([)()(22=-=i i i X E X E X D ,4,3,2,1=i .因为4321X X X X X +++=,且1X ,2X ,3X ,4X 相互独立,故有14)(=X E ,335)(=X D .由切比雪夫不等式,得)1418141410()1810(-<-<-=<<X P X P )4144(<-<-=X P )414(<-=X P 271.0433512=-≥.3.袋装茶叶用及其装袋,每袋的净重为随机变量,其期望值为100g ,标准差为10g ,一大盒内装200袋,求一盒茶叶净重大于5.20kg 的概率.解:设i X 为一袋袋装茶叶的净重,X 为一盒茶叶的净重,由题可知∑==2001i i X X ,100)(=i X E ,100)(=i X D ,200,,2,1 =i .因为1X ,2X ,…,200X 相互独立,则20000)()(2001==∑=i i X E X E ,20000)()(2001==∑=i i X D X D .)()(20500)()(()20500(2001X D X E X D X E X P X P i i ->-=>∑=)1020020000205001020020000(⋅->⋅-=X P )2251020020000(>⋅-=X P 由独立同分布的中心极限定理,1020020000⋅-X 近似地服从)1,0(N ,于是0002.0)5.3(1)2251020020000(=Φ-≈>⋅-X P .4.有一批建筑用木桩,其80%的长度不小于3m .现从这批木桩中随机取出100根,试问其中至少有30根短于3m 的概率是多少?解:设X 为100根木桩中短于3m 的根数,则由题可知X ~)2.0,100(B ,有20)(=X E ,16)(=X D ,由棣莫弗—拉普拉斯定理,得)30(1)30(<-=≥X P X P )42030(1)()((1-Φ-=-Φ-=X D X E X 0062.0)5.2(1=Φ-=.5.某种电器元件的寿命服从均值为100h 的指数分布.现随机选取16只,设它们的寿命是相互独立的.求这16只元件寿命总和大于1920h 的概率.解:设i X 为第i 只电器元件的寿命,由题可知i X ~)01.0(E ,16,,2,1 =i ,且1X ,2X ,…,16X 相互独立,则100)(=i X E ,10000)(=i X D .记∑==161i i X X ,则1600)()(161==∑=i i X E X E ,160000)()(161==∑=i i X D X D .))()(1920)()(()1920(X D X E X D X E X P X P ->-=>)400160019204001600(->-=X P )8.04001600(>-=X P ,由独立同分布的中心极限定理,1600-X 近似地服从)1,0(N ,于是2119.0)8.0(1)8.04001600(=Φ-=>-X P .6.在数值计算中中,每个数值都取小数点后四位,第五位四舍五入(即可以认为计算误差在区间]105,105[55--⨯⨯-上服从均匀分布),现有1200个数相加,求产生的误差综合的绝对值小于03.0的概率.解:设i X 为每个数值的误差,则i X ~)105,105(55--⨯⨯-U ,有0)(=i X E ,1210)(8-=i X D ,1200,,2,1 =i .从而0)()(12001==∑=i i X E X E ,61200110)()(-===∑i i X D X D .由独立同分布的中心极限定理,X 近似地服从)10,0(6-N ,于是)03.0(<X P ))()(03.0)()((X D X E X D X E X P -≤-=12101200003.0121012000(44--⋅-≤⋅-=X P 9974.01)3(2=-Φ=.7.某药厂断言,该厂生产的某药品对医治一种疑难的血液病治愈率为8.0.医院检验员任取100个服用此药的病人,如果其中多于75个治愈,就接受这一断言,否则就拒绝这一断言.(1)若实际上此药对这种病的治愈率是8.0,问接受这一断言的概率是多少?(2)若实际上此药对这种病的治愈率是7.0,问接受这一断言的概率是多少?解:设X 为100个服用此药的病人中治愈的个数,(1)由题可知X ~)8.0,100(B ,则80)(=X E ,16)(=X D ,由棣莫弗—拉普拉斯定理,得)75(1)75(≤-=>X P X P 48075(1))()((1-Φ-=-Φ-=X D X E X 8944.0)25.1(=Φ=.(2)由题可知X ~)7.0,100(B ,则70)(=X E ,21)(=X D ,由棣莫弗—拉普拉斯定理,得)75(1)75(≤-=>X P X P 217075(1)()((1-Φ-=-Φ-=X D X E X 1379.0)09.1(1=Φ-=.8.一射手在一次射击中,所得环数的分布律如下表:X678910P 05.005.01.03.05.0求:(1)在100次射击中环数介于900环与930环之间的概率是多少?(2)超过950环的概率是多少?解:设X 为100次射击中所得的环数,i X 为第i 次射击的环数,则∑==1001i i X X ,15.9)(=i X E ,95.84)(2=i X E ,2275.1)]([)()(22=-=i i i X E X E X D ,100,,2,1 =i .由1X ,2X ,…,100X 相互独立,得915)()(1001==∑=i i X E X E ,75.122)()(1001==∑=i i X D X D .由独立同分布的中心极限定理,75.122915-X 近似地服从)1,0(N ,于是(1))930900(≤≤X P ))()(930)()()()(900(X D X E X D X E X X D X E P -≤-≤-=75.12291593075.12291575.122915900(-≤-≤-=X P )75.1221575.122915(≤-=X P 823.01)35.1(2=-Φ≈.(2))950(>X P ))()(950)()((X D X E X D X E X P ->-=75.122915950)()((->-=X D X E X P 001.0)1.3(1=Φ-≈.9.设有30个电子元件1A ,2A ,…,30A ,其寿命分别为1X ,2X ,…,30X ,且且都服从参数为1.0=λ的指数分布,它们的使用情况是当i A 损坏后,立即使用1+i A (29,,2,1 =i ).求元件使用总时间T 不小于350h 的概率.解:由题可知i X ~)1.0(E ,30,,2,1 =i ,则10)(=i X E ,100)(=i X D .记∑==301i i X T ,由1X ,2X ,…,30X 相互独立,得300)()(301==∑=i i X E T E ,3000)()(301==∑=i i X D T D .))()(350)()(()350(T D T E T D T E T P T P ->-=>30103003503010300(⋅->⋅-=T P )91.03010300(>⋅-≈T P ,由独立同分布的中心极限定理,3010300⋅-T 近似地服从)1,0(N ,于是1814.0)91.0(1)91.03010300(=Φ-=>⋅-T P .10.大学英语四级考试,设有85道选择题,每题4个选择答案,只有一个正确.若需要通过考试,必须答对51道以上.试问某学生靠运气能通过四级考试的概率有多大?解:设X 为该学生答对的题数,由题可知X ~41,85(B ,则25.21)(=X E ,9375.15)(=i X D ,85,,2,1 =i .由棣莫弗—拉普拉斯中心极限定理,近似地有9375.1525.21-X ~)1,0(N ,得)8551(≤≤X P ))()(85)()()()(51(X D X E X D X E X X D X E P -≤-≤-=)9375.1525.21859375.1525.219375.1525.2151(-≤-≤-=X P 0)45.7()97.15(=Φ-Φ=.即学生靠运气能通过四级考试的概率为0.。
概率论与数理统计第五章习题解答

第五章 假设检验与一元线性回归分析 习题详解解:这是检验正态总体数学期望μ是否为提出假设:0.32:,0.32:10≠=μμH H由题设,样本容量6n =, 21.12=σ,1.121.10==σ,所以用U 检验当零假设H 0成立时,变量:)1,0(~61.10.320N X n X U -=-=σμ 因检验水平05.0=α,由05.0}|{|=≥λU P ,查表得96.1=λ 得到拒绝域: 96.1||≥u计算得: 6.31)6.318.310.326.310.306.32(61=+++++⨯=x89.061.10.326.310-=-=-=n x u σμ因 0.89 1.96u =<它没有落入拒绝域,于是不能拒绝H 0,而接受H 0,即可以认为0.32=μ,所以可以认为这批机制砖的平均抗断强度μ显着为32.0kg/cm 2。
解:这是检验正态总体数学期望μ是否大于10提出假设:10:,10:10>≤μμH H 即:10:,10:10>=μμH H由题设,样本容量5n =,221.0=σ,1.01.020==σ,km x 万1.10=,所以用U 检验当零假设H 0成立时,变量:)1,0(~51.010N X n X U -=-=σμ 因检验水平05.0=α,由05.0}{='≥λU P ,查表得64.1'=λ 得到拒绝域: 64.1≥u 计算得: 24.251.0101.100=-=-=n x u σμ 因 2.24 1.64u =>它落入拒绝域,于是拒绝零假设 H 0,而接受备择假设H 1,即可认为10>μ所以可以认为这批新摩托车的平均寿命μ有显者提高。
解:这是检验正态总体数学期望μ是否小于240提出假设:240:,240:10<≥μμH H即:240:,240:10<=μμH H由题设,样本容量6n =,6252=σ,256250==σ,220=x ,所以用U 检验当零假设H 0成立时,变量:)1,0(~625240N X n X U -=-=σμ 因检验水平05.0=α,由05.0}{='-≤λU P ,查表得64.1'=λ 得到拒绝域: 64.1-≤u 计算得:959.16252402200-=-=-=n x u σμ 因 1.959 1.64u =-<-它落入拒绝域,于是拒绝H 0,而接受H 1,即可以认为240<μ 所以可以认为今年果园每株梨树的平均产量μ显着减少。
概率论与数理统计第五章习题参考答案

0.05
⎭
查表得: χ 20.95 (8) = 15.507 ,故拒绝域为 (15.507, + ∞) .
代入样本值 s = 0.007 得 K 值为 K = 8 × (0.007)2 = 15.68 > 15.507 (0.005) 2
所以拒绝 H 0 ,故可以认为这批导线的标准差显著地偏大。
7. 某厂使用两种不同的原料 A, B 生产同一类产品,现抽取用原料 A 生产的样品 220 件,测得平均 重量为 2.46kg,标准差为 0.57kg。抽取用原料 B 生产的样品 205 件,测得平均重量为 2.55kg,标 准差为 0.48kg。设这两个总体都服从正态分布,且方差相等,问在显著水平α = 0.05 下能否认为 使用原料 B 生产的产品平均重量较使用原料 A 生产的产品平均重量为大?
当假设 H 0 为真时,取检验统计量
T = X − 3.25 ~ t(4) S/ 5
由
P ⎪⎨⎧ ⎪⎩
X − 3.25 S/ 5
>
t
0.01 2
(4)⎪⎬⎫ ⎪⎭
=
0.01
查表得: t 0.01 (4) = 4.6041,故拒绝域为 (−∞,−4.6041) U (4.6041,+∞) .
2
代入样本值 x = 3.252, s = 0.013 得 T 值为 T = 3.252 − 3.25 = 0.344 < 4.6041 0.013 / 5
当假设 H 0′ 为真时,取检验统计量
F = S12 ~ F (10,8)
S
2 2
由
P⎪⎨⎧ ⎪⎩
S12
S
2 2
<
F 1−
0.05
天津理工大学概率论与数理统计第五章习题答案详解

第 5 章 大数定律与中心极限定理一、填空题:1.设随机变量μξ=)(E ,方差2σξ=)(D ,则由切比雪夫不等式有≤≥-}|{|σμξ3P 91 . 2.设nξξξ,,, 21是n 个相互独立同分布的随机变量,),,,(,)(,)(n i D E i i 218===ξμξ对于∑==ni in1ξξ,写出所满足的切彼雪夫不等式 228εεξεμξn D P =≤≥-)(}|{| ,并估计≥<-}|{|4μξP n211-. 3. 设随机变量129,,,X X X 相互独立且同分布, 而且有1i EX =,1(1,2,,9)i DX i ==, 令91i i X X ==∑, 则对任意给定的0ε>, 由切比雪夫不等式直接可得{}≥<-ε9X P 291ε-. 解:切比雪夫不等式指出:如果随机变量X 满足:()E X μ=与2()D X σ=都存在, 则对任意给定的0ε>, 有22{||}P X σμεε-≥≤, 或者22{||}1.P X σμεε-<≥-由于随机变量129,,,X X X 相互独立且同分布, 而且有1,1(1,2,9),i i EX DX i === 所以999111()()19,i i i i i E X E X E X μ===⎛⎫===== ⎪⎝⎭∑∑∑9992111()()19.i i i i i D X D X D X σ===⎛⎫===== ⎪⎝⎭∑∑∑4. 设随机变量X 满足:2(),()E X D X μσ==, 则由切比雪夫不等式, 有{||4}P X μσ-≥ 116≤. 解:切比雪夫不等式为:设随机变量X 满足2(),()E X D X μσ==, 则对任意的0ε>, 有22{||}.P X σμεε-≥≤由此得 221{||4}.(4)16P X σμσσ-≥≤=5、设随机变量2σξμξξ==)(,)(,D E ,则≥<-}|{|σμξ2P 43.6、设n ξξξ,,, 21为相互独立的随机变量序列,且),,( 21=i i ξ服从参数为λ的泊松分布,则≤-∑=∞→}{lim x n n P ni in λλξ1∞--xt dt e22 .7、设n η表示n 次独立重复试验中事件A 出现的次数,p 是事件A 在每次试验中出现的概率,则≈≤<}{b a P n η⎰-----)1()1(2221p np np b p np np a t dt e π.8. 设随机变量n ξ, 服从二项分布(,)B n p , 其中01,1,2,p n <<=, 那么, 对于任一实数x , 有lim {|||}n n P np x ξ→+∞-<= 0 .9. 设12,,,n X X X 为随机变量序列,a 为常数, 则{}n X 依概率收敛于a 是指{}=<->∀+∞>-εεa X P n n lim ,0 1 ,或{}=≥->∀+∞>-εεa X P n n lim ,0 0 。
概率论第五章习题解答(全)

10 ) 1 0.90 n 12
即
(
10 ) 0.95 ,查表得 (1.64) 0.95 n 12
n 443 。
令
10 1.64 ,解得 n 12
即最多可有 443 个数相加,可使得误差总和的绝对值小于 10 的概率不小于 0.90。 4、 设各零件的重量都是随机变量, 它们相互独立, 且服从相同的分布, 其数学期望为 0.5kg, 圴方为 0.1kg,问 5000 只零件的总重量超过 2510kg 的概率是多少? 解 设每只零件的重量为 X i , i 1, 2, ,5000 ,由独立同分布的中心极限定理知
100
i
, 则 X b(100, 0.9) 。 由德莫弗――拉普拉斯定理知,
X 100 0.9 近 100 0.9 0.1
2 10000 i 1
X
i
索赔总金额不超过 2700000 美元的概率
P{ X 2700000} 1` P{ X 270000}
10000
1 P{
X
i 1
i
280 10000
800 100
2700000 2800000 } 80000
10000
1 P{
2 2
X
i 1
16
i
,
于是随机变量
Z
Xi n
i 1
16
2 n
X
i 1
16
i
1600
10000 16
X 1600 近似的服从 N (0,1) 400
P{ X 1920} P{
X 1600 1920 1600 X 1600 } P{ 0.8} 400 400 400 X 1600 1 P{ 0.8} 1 (0.8) = 1 0.7881 0.2119 . 400
概率论与数理统计(经管类)第五章课后习题答案

E X |
7.5 .
E X |
7.5
D X .
.
0.44
2. 在每次实验中,事件 A 发生的概率为 0.5.利用切比雪夫不等式估计,在 1000 次独立实验中,事件 A 发 生的次数在 400~600 之间的概率. 解:用 X 表示事件 A 发生的次数,它服从 n=1000,p=0.5 的二项分布. 则 E(X)=np=1000*0.5=500, D(X)=npq=1000*0.5*0.5=250 P 400 600 P |X 10
2.387 P X 6 2.387 10 6 2.387 1 Φ 10 6 2.387 1 Φ 1.68 0.0465
np P
1000 0.005
5, npq
2.23
X X 5 7 5 0.007 PX 7 P Φ 0.90 0.8159 1000 2.23 2.23 4. 在抛硬币的实验中,至少抛多少次,才能是正面出现的频率落在(0.4,0.6)区间的概率不小于 0.9? 解:用 X 表示 n 次试验中出现正面的次数, 则 X~B(120, ), np P 0.4 0.5n, npq X n 0.6 0.6 0.5n X 0.5n √n 2 √n 5 0.9 0.9505 0.6n 0.5n √n , 2
A. N 2,4 B. N 2, 解: E Z
∑
E x
2n
2
D Z
1 n
1 n2
n
n
E xi
i 1
1 n2 4 n
4n
4
n
故Zn
二,填空题
概率论与数理统计习题及答案-第五章

习题五1.一颗骰子连续掷4次,点数总和记为X .估计P {10<X <18}.【解】设i X 表每次掷的点数,则41i i X X==∑22222221111117()123456,666666211111191()123456,6666666i i E X E X =⨯+⨯+⨯+⨯+⨯+⨯==⨯+⨯+⨯+⨯+⨯+⨯= 从而 22291735()()[()].6212i i i D X E X E X ⎛⎫=-=-= ⎪⎝⎭ 又X 1,X 2,X 3,X 4独立同分布.从而44117()()()414,2i i i i E X E X E X =====⨯=∑∑ 44113535()()()4.123i i i i D X D X D X =====⨯=∑∑ 所以 235/3{1018}{|14|4}10.271,4P X P X <<=-<≥-≈ 2. 假设一条生产线生产的产品合格率是0.8.要使一批产品的合格率达到在76%与84%之间的概率不小于90%,问这批产品至少要生产多少件?【解】令1,,0,i i X ⎧⎨⎩若第个产品是合格品其他情形. 而至少要生产n 件,则i =1,2,…,n ,且X 1,X 2,…,X n 独立同分布,p =P {X i =1}=0.8.现要求n ,使得1{0.760.84}0.9.n i i X P n =≤≤≥∑即0.80.9ni X n P -≤≤≥∑ 由中心极限定理得0.9,Φ-Φ≥整理得0.95,Φ≥⎝⎭1.64,≥ n ≥268.96, 故取n =269.3. 某车间有同型号机床200部,每部机床开动的概率为0.7,假定各机床开动与否互不影响,开动时每部机床消耗电能15个单位.问至少供应多少单位电能才可以95%的概率保证不致因供电不足而影响生产.【解】要确定最低的供应的电能量,应先确定此车间同时开动的机床数目最大值m ,而m要满足200部机床中同时开动的机床数目不超过m 的概率为95%,于是我们只要供应15m 单位电能就可满足要求.令X 表同时开动机床数目,则X ~B (200,0.7),()140,()42,E X D X ==0.95{0}().P X m P X m =≤≤=≤=Φ 查表知1.64,= ,m =151. 所以供电能151×15=2265(单位).4. 一加法器同时收到20个噪声电压V k (k =1,2,…,20),设它们是相互独立的随机变量,且都在区间(0,10)上服从均匀分布.记V =∑=201k k V,求P {V >105}的近似值.【解】易知:E (V k )=5,D (V k )=10012,k =1,2,…,20 由中心极限定理知,随机变量20205~(0,1).k V Z N -⨯==∑近似的于是105205{105}10P V P ⎧⎫⎪⎪-⨯⎪>=>⎬⎪⎪⎭1000.3871(0.387)0.348,10V P ⎧⎫⎪⎪-⎪⎪=>≈-Φ=⎨⎬⎪⎪⎭即有 P {V >105}≈0.3485. 有一批建筑房屋用的木柱,其中80%的长度不小于3m.现从这批木柱中随机地取出100根,问其中至少有30根短于3m 的概率是多少?【解】设100根中有X 根短于3m ,则X ~B (100,0.2)从而{30}1{30}1P X P X ≥=-<≈-Φ 1(2.5)10.99380.0062.=-Φ=-=6. 某药厂断言,该厂生产的某种药品对于医治一种疑难的血液病的治愈率为0.8.医院检验员任意抽查100个服用此药品的病人,如果其中多于75人治愈,就接受这一断言,否则就拒绝这一断言.(1) 若实际上此药品对这种疾病的治愈率是0.8,问接受这一断言的概率是多少?(2) 若实际上此药品对这种疾病的治愈率是0.7,问接受这一断言的概率是多少?【解】1,,1,2,,100.0,.i i X i ⎧==⎨⎩ 第人治愈其他 令1001.ii X X ==∑ (1) X ~B (100,0.8),1001{75}1{75}1i i P X P X =>=-≤≈-Φ∑ 1( 1.25)(1.25)0.8944.=-Φ-=Φ=(2) X ~B (100,0.7),1001{75}1{75}1i i P X P X =>=-≤≈-Φ∑11(1.09)0.1379.=-Φ=-Φ= 7. 用Laplace 中心极限定理近似计算从一批废品率为0.05的产品中,任取1000件,其中有20件废品的概率.【解】令1000件中废品数X ,则p =0.05,n =1000,X ~B (1000,0.05),E (X )=50,D (X )=47.5.故130{20} 6.895 6.895P X ϕ⎛⎫===- ⎪⎝⎭6130 4.510.6.895 6.895ϕ-⎛⎫==⨯ ⎪⎝⎭ 8. 设有30个电子器件.它们的使用寿命T 1,…,T 30服从参数λ=0.1[单位:(小时)-1]的指数分布,其使用情况是第一个损坏第二个立即使用,以此类推.令T 为30个器件使用的总计时间,求T 超过350小时的概率. 【解】11()10,0.1i E T λ=== 21()100,i D T λ== ()1030300,E T =⨯= ()3000.D T =故{350}111(0.913)0.1814.P T >≈-Φ=-Φ=-Φ= 9. 上题中的电子器件若每件为a 元,那么在年计划中一年至少需多少元才能以95%的概率保证够用(假定一年有306个工作日,每个工作日为8小时).【解】设至少需n 件才够用.则E (T i )=10,D (T i )=100,E (T )=10n ,D (T )=100n .从而1{3068}0.95,ni i P T =≥⨯=∑即0.05.≈Φ 故0.95, 1.64272.n =Φ=≈所以需272a 元.10. 对于一个学生而言,来参加家长会的家长人数是一个随机变量,设一个学生无家长、1名家长、2名家长来参加会议的概率分别为0.05,0.8,0.15.若学校共有400名学生,设各学生参加会议的家长数相与独立,且服从同一分布.(1) 求参加会议的家长数X 超过450的概率?(2) 求有1名家长来参加会议的学生数不多于340的概率.【解】(1) 以X i (i =1,2,…,400)记第i 个学生来参加会议的家长数.则X i 的分布律为 X i 0 1 2P 0.05 0.80.15 易知E (Xi =1.1),D (X i )=0.19,i =1,2, (400)而400i i X X=∑,由中心极限定理得400400 1.1~(0,1).i X N -⨯=∑近似地 于是{450}1{450}1P X P X >=-≤≈-Φ 1(1.147)0.1357.=-Φ= (2) 以Y 记有一名家长来参加会议的学生数.则Y ~B (400,0.8) 由拉普拉斯中心极限定理得{340(2.5)0.9938.P Y ≤≈Φ=Φ= 11. 设男孩出生率为0.515,求在10000个新生婴儿中女孩不少于男孩的概率?【解】用X 表10000个婴儿中男孩的个数,则X ~B (10000,0.515) 要求女孩个数不少于男孩个数的概率,即求P {X ≤5000}. 由中心极限定理有{5000}(3)1(3)0.00135.P X ≤≈Φ=Φ-=-Φ= 12. 设有1000个人独立行动,每个人能够按时进入掩蔽体的概率为0.9.以95%概率估计,在一次行动中:(1)至少有多少个人能够进入?(2)至多有多少人能够进入?【解】用X i 表第i 个人能够按时进入掩蔽体(i =1,2,…,1000).令 S n =X 1+X 2+…+X 1000.(1) 设至少有m 人能够进入掩蔽体,要求P {m ≤S n ≤1000}≥0.95,事件{}.n m S ≤=≤ 由中心极限定理知:{}1{}10.95.n n P m S P S m ≤=-<≈-Φ≥ 从而 0.05,Φ≤ 故1.65,=- 所以 m =900-15.65=884.35≈884人(2) 设至多有M 人能进入掩蔽体,要求P {0≤S n ≤M }≥0.95.{}0.95.n P S M ≤≈Φ==1.65,M =900+15.65=915.65≈916人. 13. 在一定保险公司里有10000人参加保险,每人每年付12元保险费,在一年内一个人死亡的概率为0.006,死亡者其家属可向保险公司领得1000元赔偿费.求:(1) 保险公司没有利润的概率为多大;(2) 保险公司一年的利润不少于60000元的概率为多大?【解】设X 为在一年中参加保险者的死亡人数,则X ~B (10000,0.006).(1) 公司没有利润当且仅当“1000X =10000×12”即“X =120”.于是所求概率为{120}P X =≈21(60230.18110.0517e 0--===⨯≈(2) 因为“公司利润≥60000”当且仅当“0≤X ≤60” 于是所求概率为{060}P X ≤≤≈Φ-Φ(0)0.5.⎛=Φ-Φ≈ ⎝ 14. 设随机变量X 和Y 的数学期望都是2,方差分别为1和4,而相关系数为0.5试根据契比雪夫不等式给出P {|X -Y |≥6}的估计. (2001研考)【解】令Z =X -Y ,有()0,()()()()2 3.E Z D Z D X Y D X D Y ρ==-=+-=所以2()31{|()|6}{||6}.63612D X Y P ZE Z P X Y --≥=-≥≤== 15. 某保险公司多年统计资料表明,在索赔户中,被盗索赔户占20%,以X 表示在随机抽查的100个索赔户中,因被盗向保险公司索赔的户数.(1) 写出X 的概率分布;(2) 利用中心极限定理,求被盗索赔户不少于14户且不多于30户的概率近似值.(1988研考)【解】(1) X 可看作100次重复独立试验中,被盗户数出现的次数,而在每次试验中被盗户出现的概率是0.2,因此,X ~B (100,0.2),故X 的概率分布是100100{}C 0.20.8,1,2,,100.k k k P X k k -===(2) 被盗索赔户不少于14户且不多于30户的概率即为事件{14≤X≤30}的概率.由中心极限定理,得{1430}P X ≤≤≈Φ-Φ (2.5)( 1.5)0.994[9.33]0.927.=Φ-Φ-=--=16. 一生产线生产的产品成箱包装,每箱的重量是随机的.假设每箱平均重50千克,标准差为5千克,若用最大载重量为5吨的汽车承运,试利用中心极限定理说明每辆车最多可以装多少箱,才能保障不超载的概率大于0.977.【解】设X i (i =1,2,…,n )是装运i 箱的重量(单位:千克),n 为所求的箱数,由条件知,可把X 1,X 2,…,X n 视为独立同分布的随机变量,而n 箱的总重量T n =X 1+X 2+…+X n 是独立同分布随机变量之和,由条件知:()50,i E X = 5,=()50,n E T n = =依中心极限定理,当n ~(0,1)N 近似地,故箱数n 取决于条件{5000}n P T P ≤=≤0.977(2).≈Φ>=Φ 2>解出n <98.0199,即最多可装98箱.。
陈国华等主编概率论与数理统计第五章习题解答

x>0 x≤0
(α > 0, β > 0)
a a 1 1 1 dx = ∫ cos(tx) ⋅ dx + ∫ sin(tx) ⋅ dx −a −a −a 2a 2a 2a 1 1 1 = ⋅ sin(tx) |a sin(at ) x =− a = at 2a t t −1 (2)参数为 λ 的指数分布的特征函数为, φ X (t ) = (1 − i ) ,参数为 λ 的指数分布可看做
1
π (1 + x 2 )
(−∞ < x < +∞) ;
⎧A ⎪ (D) X i 的概率函数为 : g ( x) = ⎨ x 3 ⎪0 ⎩
x ≥1 x <1
(i = 1,2,3, ) .
答案:CABAD 三.解答题
1.一颗骰子连续掷 4 次,点数总和记为 X ,估计 p (10 < X < 18) .
3.已知随机变量 X 的数学期望为 10,方差 DX 存在且 P (−20 < X < 40) ≤ 0.1 ,则
DX ≥ . 4.设 X 1 , X 2 , , X n, 为独立同分布的随机变量序列,且 X i (i = 1,2, ) 服从参数为 2 的
指数分布,则 n → ∞ 当时, Yn =
1 n 2 ∑ X i 依概率收敛于 n i =1
1 1 ln n + ln n = 0 2 2
n
DX n = EX n = ln n
n 1 1 D ( Xi) = 2 ∑ 2 n n i =1
2
∑ ln i → 0(n → ∞)
i =1
根据马尔可夫大数定律, {X n } 服从大数定律。
3 、 已 知 随 机 变 量 X 和 Y 的 数 学 期 望 、 方 差 以 及 相 关 系 数 分 别 为 E ( X ) = E (Y ) = 2 ,
概率论与数理统计(理工类.第四版)吴赣昌主编答案5,6,7,8章

第五章数理统计的基础知识5.1 数理统计的基本概念习题一已知总体X服从[0,λ]上的均匀分布(λ未知),X1,X2,⋯,Xn为X的样本,则().(A)1n∑i=1nXi-λ2是一个统计量;(B)1n∑i=1nXi-E(X)是一个统计量;(C)X1+X2是一个统计量;(D)1n∑i=1nXi2-D(X)是一个统计量.解答:应选(C).由统计量的定义:样本的任一不含总体分布未知参数的函数称为该样本的统计量.(A)(B)(D)中均含未知参数.习题2观察一个连续型随机变量,抽到100株“豫农一号”玉米的穗位(单位:cm),得到如下表中所列的数据. 按区间[70,80),[80,90),⋯,[150,160),将100个数据分成9个组,列出分组数据计表(包括频率和累积频率),并画出频率累积的直方图.解答:分组数据统计表X¯=1n∑i=1nXi与Sn2=1n∑i=1n(Xi-X¯)2分别表示样本均值和样本二阶中心矩,试求E(X¯),E(S2).解答:由X∼B(10,3100),得E(X)=10×3100=310,D(X)=10×3100×97100=2911000,所以E(X¯)=E(X)=310,E(S2)=n-1nD(X)=291(n-1)1000n.习题6设某商店100天销售电视机的情况有如下统计资料f(x)={λe-λx,x>00,其它,F(x)={1-e-λx,x>00,x≥0,X(2)的概率密度为f(2)(x)=2F(x)f(x)={2λe-λx(1-e-λx),x>00,其它,又X(1)的概率密度为f(1)(x)=2[1-F(x)]f(x)={2λe-2λx,x>00,其它.习题9设电子元件的寿命时间X(单位:h)服从参数λ=0.0015的指数分布,今独立测试n=6元件,记录它们的失效时间,求:(1)没有元件在800h之前失效的概率;(2)没有元件最后超过3000h的概率.解答:(1)总体X的概率密度f(x)={(0.0015)e-0.0015x,x>00,其它,分布函数F(x)={1-e-0.0015x,x>00,其它,{没有元件在800h前失效}={最小顺序统计量X(1)>800},有P{X(1)>800}=[P{X>800}]6=[1-F(800)]6=exp(-0.0015×800×6)=exp(-7.2)≈0.000747.(2){没有元件最后超过3000h}={最大顺序统计量X(6)<3000}P{X(6)<3000}=[P{X<3000}]6=[F(3000)]6=[1-exp{-0.0015×3000}]6=[1-exp{-4.5}]6≈0.93517.习题10设总体X任意,期望为μ,方差为σ2,若至少要以95%的概率保证∣X¯-μ∣<0.1σ,问样本容量n应取多大?解答:因当n很大时,X¯-N(μ,σ2n),于是P{∣X¯-μ∣<0.1σ}=P{μ-0.1σ<X¯<μ+0.1σ}≈Φ(0.1σσ/n)-Φ(-0.1σσ/n)=2Φ(0.1n)-1≥0.95,则Φ(0.1n)≥0.975,查表得Φ(1.96)=0.975,因Φ(x)非减,故0.1n≥1.96,n≥384.16,故样本容量至少取385才能满足要求.5.2 常用统计分布习题1对于给定的正数a(0<a<1),设za,χa2(n),ta(n),Fa(n1,n2)分别是标准正态分布,χ2(n),t(n),F(n1,n2)分布的上a分位点,则下面的结论中不正确的是().(A)z1-a(n)=-za(n);(B)χ1-a2(n)=-χa2(n);(C)t1-a(n)=-ta(n);(D)F1-a(n1,n2)=1Fa(n2,n1).解答:应选(B).因为标准正态分布和t分布的密度函数图形都有是关于y轴对称的,而χ2分布的密度大于等于零,所以(A)和(C)是对的.(B)是错的. 对于F分布,若F∼F(n1,n2),则1-a=P{F>F1-a(n1,n2)}=P{1F<1F1-a(n1,n2)=1-P{1F>1F1-a(n1,n2)由于1F∼F(n2,n1),所以P{1F>1F1-a(n1,n2)=P{1F>Fa(n2,n1)=a,即F1-a(n1,n2)=1Fa(n2,n1). 故(D)也是对的.习题2(1)2.设总体X∼N(0,1),X1,X2,⋯,Xn为简单随机样本,问下列各统计量服从什么分布? (1)X1-X2X32+X42;解答:因为Xi∼N(0,1),i=1,2,⋯,n,所以:X1-X2∼N(0,2),X1-X22∼N(0,1),X32+X42∼χ2(2),故X1-X2X32+X42=(X1-X2)/2X32+X422∼t(2).习题2(2)2.设总体X∼N(0,1),X1,X2,⋯,Xn为简单随机样本,问下列各统计量服从什么分布? (2)n-1X1X22+X32+⋯+Xn2;解答:因为Xi∼N(0,1),∑i=2nXi2∼χ2(n-1),所以n-1X1X22+X32+⋯+Xn2=X1∑i=2nXi2/(n-1)∼t(n-1).习题2(3)2.设总体X∼N(0,1),X1,X2,⋯,Xn为简单随机样本,问下列各统计量服从什么分布?(3)(n3-1)∑i=13Xi2/∑i=4nXi2.解答:因为∑i=13Xi2∼χ2(3),∑i=4nXi2∼χ2(n-3),所以:(n3-1)∑i=13Xi2/∑i=4nXi2=∑i=13Xi2/3∑i=4nXi2/(n-3)∼F(3,n-3).习题3设X1,X2,X3,X4是取自正态总体X∼N(0,22)的简单随机样本,且Y=a(X1-2X2)2+b(3X3-4X4)2,则a=?,b=?时,统计量Y服从χ2分布,其自由度是多少?解答:解法一Y=[a(X1-2X2)]2+[b(3X3-4X4)]2,令Y1=a(X1-2X2),Y2=b(3X3-4X4),则Y=Y12+Y22,为使Y∼χ2(2),必有Y1∼N(0,1),Y2∼N(0,1),因而E(Y1)=0,D(Y1)=1,E(Y2)=0,D(Y2)=1,注意到D(X1)=D(X2)=D(X3)=D(X4)=4,由D(Y1)=D[a(X1-2X2)]=aD(X1-X2)=a(D(X1)+22D(X2))=a(4+4×4)=20a=1,D(Y2)=D[b(3X3-4X4)]=bD(3X3-4X4)=b(9D(X3)+16D(X4))=b(4×9+16×4)=100b=1,分别得a=120,b=1100.这时Y∼χ2(2),自由度为n=2.解法二因Xi∼N(0,22)且相互独立,知X1-2X2=X1+(-2)X2∼N(0,20),3X3-4X4=3X3+(-4)X4∼N(0,100),故X1-2X220∼N(0,1),3X3-4X4100∼N(0,1),为使Y=(X1-2X21/a)2+(3X3-4X41/b)2∼χ2(2),必有X1-2X21/a∼N(0,1),3X3-4X41/b∼N(0,1),与上面两个服从标准正态分布的随机变量比较即是1a=20,1b=100,即a=120,b=1100.习题4设随机变量X和Y相互独立且都服从正态分布N(0,32).X1,X2,⋯,X9和Y1,Y2,⋯,Y9是分别取自总体X和Y的简单随机样本,试证统计量T=X1+X2+⋯+X9Y12+Y22+⋯+Y92服从自由度为9的t分布.解答:首先将Xi,Yi分别除以3,使之化为标准正态.令X′i=Xi3,Y′i=Yi3,i=1,2,⋯,9,则X′i∼N(0,1),Y′i∼N(0,1);再令X′=X′1+X′2+⋯+X′9,则X′∼N(0,9),X′3∼N(0,1),Y′2=Y′12+Y′22+⋯+Y′92,Y′2∼χ2(9).因此T=X1+X2+⋯+X9Y12+Y22+⋯+Y92=X1′+X2′+⋯+X9′Y′12+Y′22+⋯+Y′92=X′Y′2=X′/3Y′2/9∼t(9),注意到X′,Y′2相互独立.习题5设总体X∼N(0,4),而X1,X2,⋯,X15为取自该总体的样本,问随机变量Y=X12+X22+⋯+X1022(X112+X122+⋯+X152)服从什么分布?参数为多少?解答:因为Xi2∼N(0,1),故Xi24∼χ2(1),i=1,2,⋯,15,而X1,X2,⋯,X15独立,故X12+X22+⋯+X1024∼χ2(10),X112+X122+⋯+X1524∼χ2(5),所以X12+X22+⋯+X1024/10X112+X122+⋯+X1524/5=X12+X22+⋯+X1022(X112+X122+⋯+X152)=Y习题6证明:若随机变量X服从F(n1,n2)的分布,则(1)Y=1X服从F(n2,n1)分布;(2)并由此证明F1-α(n1,n2)=1Fα(n2,n1).解答:(1)因随机变量X服从F(n1,n2),故可设X=U/n1V/n2,其中U服从χ2(n1),V服从χ2(n2),且U与V相互独立,设1X=V/n2U/n1,由F分布之定义知Y=1x=V/n2U/n1,服从F(n2,n1).(2)由上侧α分位数和定义知P{X≥F1-α(n1,n2)}=1-α,P{1X≤1F1-α(n1,n2)=1-α,即P{Y≤1F1-α(n1,n2)=1-α,1-P{Y>1F1-α(n1,n2)=1-α,故P{Y>1F1-α(n1,n2)=α,而P{Y≥Fα(n2,n1)}=α.又Y为连续型随机变量,故P{Y≥1F1-α(n1,n2)=α,从而Fα(n2,n1)=1F1-α(n1,n2),即F1-α(n1,n2)=1Fα(n2,n1).习题7查表求标准正态分布的上侧分位数:u0.4,u0.2,u0.1与u0.05.解答:u0.4=0.253,u0.2=0.8416,u0.1=1.28,u0.05=1.65.习题8查表求χ2分布的上侧分位数:χ0.952(5),χ0.052(5),χ0.992(10)与χ0.012(10).解答:1.145,11.071,2.558,23.209.习题9查表求F分布的上侧分位数:F0.95(4,6),F0.975(3,7)与F0.99(5,5).解答:0.1623,0.0684,0.0912.习题10查表求t分布的下侧分位数:t0.05(3),t0.01(5),t0.10(7)与t0.005(10).解答:2.353,3.365,1.415,3.169.(2)P{X¯>4.5}=P{Z>4.5-42/9=1-P{Z≤2.25}≈1-Φ(2.25)=1-0.9878=0.0122.习题2设总体X服从正态分布N(10,32),X1,X2,⋯,X6是它的一组样本,设X¯=16∑i=16Xi.(1)写出X¯所服从的分布;(2)求X¯>11的概率.解答:(1)X¯∼N(10,326),即X¯∼N(10,32).(2)P{X¯>11}=1-P{X¯≤11}=1-Φ(11-1032)≈1-Φ(0,8165)≈1-Φ(0.82)=0.2061.习题3设X1,X2,⋯,Xn是总体X的样本,X¯=1n∑i=1nXi,分别按总体服从下列指定分布求E(X¯),D(X¯).(1)X服从0-1分布b(1,p);(2)*X服从二项分布b(m,p);(3)X服从泊松分布P(λ);(4)X服从均匀分布U[a,b];(5)X服从指数分布e(λ).解答:(1)由题意,X的分布律为:P{X=k}=Pk(1-P)1-k(k=0,1).E(X)=p,D(X)=p(1-p).所以E(X¯)=E(1n∑i=1nXi)=1n∑i=1nE(Xi)=1n⋅np=p,D(X¯)=D(1n∑i=1nXi)=1n2∑i=1nD(X1)=1n2⋅np(1-p)=1np(1-p). (2)由题意,X的分布律为:P{X=k}=CmkPk(1-p)m-k(k=0,1,2,⋯,m).同(1)可得E(X¯)=mp,D(X¯)=1nmp(1-p).(3)由题意,X的分布律为:P{X=k}=λkk!e-λ(λ>0,k=0,1,2,⋯).E(X)=λ,D(X)=λ.同(1)可得E(X¯)=λ,D(X¯)=1nλ.(4)由E(X)=a+b2,D(X)=(b-a)212,同(1)可得E(X¯)=a+b2,D(X¯)=(b-a)212n.(5)由E(X)=1λ,D(X)=1λ2,同(1)可得D(X¯)=1λ,D(X¯)=1nλ2.习题4某厂生产的搅拌机平均寿命为5年,标准差为1年,假设这些搅拌机的寿命近似服从正态分布,求:(1)容量为9的随机样本平均寿命落在4.4年和5.2年之间的概率;(2)容量为9的随机样本平均寿命小于6年的概率。
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六章【范本模板】

第六章参数估计6.1 点估计问题概述习题1总体X在区间[0,θ]上均匀分布,X1,X2,⋯,Xn是它的样本,则下列估计量θ是θ的一致估计是().(A)θ=Xn;(B)θ=2Xn;(C)θ=X¯=1n∑i=1nXi;(D)θ=Max{X1,X2,⋯,Xn}。
解答:应选(D).由一致估计的定义,对任意ɛ>0,P(∣Max{X1,X2,⋯,Xn}—θ∣〈ɛ)=P(-ɛ+θ〈Max{X1,X2,⋯,Xn}<ɛ+θ)=F(ɛ+θ)—F(-ɛ+θ).因为FX(x)={0,x〈0xθ,0≤x≤θ1,x〉θ,及F(x)=FMax{X1,X2,⋯,Xn}(x)=FX1(x)FX2(x)⋯FXn(x),所以F(ɛ+θ)=1,F(-ɛ+θ)=P(Max{X1,X2,⋯,Xn}〈—ɛ+θ)=(1—xθ)n,故P(∣Max{X1,X2,⋯,Xn}-θ∣〈ɛ)=1-(1-xθ)n→1(n→+∞).习题2设σ是总体X的标准差,X1,X2,⋯,Xn是它的样本,则样本标准差S是总体标准差σ的()。
(A)矩估计量;(B)最大似然估计量;(C)无偏估计量; (D)相合估计量。
解答:应选(D).因为,总体标准差σ的矩估计量和最大似然估计量都是未修正的样本标准差;样本方差是总体方差的无偏估计,但是样本标准差不是总体标准差的无偏估计.可见,样本标准差S是总体标准差σ的相合估计量.习题3设总体X的数学期望为μ,X1,X2,⋯,Xn是来自X的样本,a1,a2,⋯,an是任意常数,验证(∑i=1naiXi)/∑i=1nai(∑i=1nai≠0)是μ的无偏估计量。
解答:E(X)=μ,E(∑i=1naiXi∑i=1nai)=1∑i=1nai⋅∑i=1naiE(Xi) (E(Xi)=E(X)=μ)=μ∑i=1nai∑i=1n=μ,综上所证,可知∑i=1naiXi∑i=1nai是μ的无偏估计量。
习题4设θ是参数θ的无偏估计,且有D(θ)〉0, 试证θ2=(θ)2不是θ2的无偏估计.解答:因为D(θ)=E(θ2)-[E(θ)]2,所以E(θ2)=D(θ)+[E(θ)]2=θ2+D(θ)〉θ2,故(θ)2不是θ2的无偏估计。
《概率论与数理统计》习题及答案 第六章

《概率论与数理统计》习题及答案第 六 章1.某厂生产玻璃板,以每块玻璃上的泡疵点个数为数量指标,已知它服从均值为λ的泊松分布,从产品中抽一个容量为n 的样本12,,,n X X X ,求样本的分布.解 样本12(,,,)n X X X 的分量独立且均服从与总体相同的分布,故样本的分布为11221(,,,)()nn ni ii P X k X k X k P X k ======∏1!ik ni i ek λλ-==∏112!!!nii n k n ek k k λλ=-∑=0,1,i k =,1,2,,,i n = 2.加工某种零件时,每一件需要的时间服从均值为1/λ的指数分布,今以加工时间为零件的数量指标,任取n 件零件构成一个容量为n 的样本,求样本分布。
解 零件的加工时间为总体X ,则~()X E λ,其概率密度为,0,()0,0.xex f x x λλ-⎧>=⎨≤⎩于是样本12(,,,)n X X X 的密度为1121,0(,,,)0,.ni i ix nn x i n i ex f x x x eλλλλ=--=⎧∑⎪>==⎨⎪⎩∏其它 1,2,,i n = 3.一批产品中有成品L 个,次品M 个,总计N L M =+个。
今从中取容量为2的样本(非简单样本),求样本分布,并验证:当,/N M N p →∞→时样本分布为(6.1)式中2n =的情况。
解 总体~(01)X -,即(0),(1)L M P X P X NN====于是样本12(,)X X 的分布如下 121(0,0)1L L P X X N N -===⋅-,12(0,1)1L M P X X NN ===⋅-12(1,0)1M L P X X N N ===⋅-,121(1,1)1M M P X X NN -===⋅-若N →∞时M p N→,则1L p N→-,所以2002012(0,0)(1)(1)P X X p p p +-==→-=- 012112(0,1)(1)(1)P X X p p p p +-==→-=- 102112(1,0)(1)(1)P X X p p p p +-==→-=-2112212(1,1)(1)P X X p pp +-==→=-以上恰好是(6.1)式中2n =的情况.4.设总体X 的容量为100的样本观察值如下:15 20 15 20 25 25 30 15 30 25 15 30 25 35 30 35 20 35 30 25 20 30 20 25 35 30 25 20 30 25 35 25 15 25 35 25 25 30 35 25 35 20 30 30 15 30 40 30 40 15 25 40 20 25 20 15 20 25 25 40 25 25 40 35 25 30 20 35 20 15 35 25 25 30 25 30 25 30 43 25 43 22 20 23 20 25 15 25 20 25 30433545304530454535作总体X 的直方图解 样本值的最小值为15,最大值为45取14.5a =,45.5b =,为保证每个小区间内都包含若干个观察值,将区间[14.5,45.5]分成8个相等的区间。
概率论与数理统计练习册 参考答案

概率论与数理统计练习册 参考答案第1章 概率论的基本概念 基础练习 1.11、C2、C3、D4、A B C ++5、13{|02}42x x x ≤<≤<或,{}12/1|<<x x ,Ω6、{3},{1,2,4,5,6,7,8,9,10},{1,2,6,7,8,9,10},{1,2,3,6,7,8,9,10}7、(1) Ω={正,正,正,正,正,次},A ={次,正}(2)Ω={正正,正反,反正,反反},A ={正正,反反},B={正正,正反}(3) 22{(,)|1}x y x y Ω=+≤,22{(,)|10}A x y x y x =+<<且 (4)Ω={白,白,黑,黑,黑,红,红,红,红},A={白},B={黑} 8、(1)123A A A (2)123123123A A A A A A A A A ++ (3)123A A A ++ (4)123123123123A A A A A A A A A A A A +++ (5)123123A A A A A A +9、(1)不正确 (2)不正确 (3)不正确 (4)正确 (5) 正确 (6)正确(7)正确 (8)正确10、(1)原式=()()()A B AB A B AB A B A B B -==+=U U U (2)原式=()()A A B B A B A AB BA BB A +++=+++= (3)原式=()AB AB =∅11、证明:左边=()AAB B A A B B AB B A B +=++=+=+=右边 1.21、C2、B3、B4、0.85、0.256、0.37、2226C C 8、0.081 9、2628C C10、3()()()()()()()()4P A B C P A P B P C P AB P BC P AC P ABC ++=++---+=11、解:设,,A B C 分别表示“100人中数学,物理,化学不及格的人数” 则{10},{9},{8}A B C ===,{5},{4},{4},{2}AB AC BC ABC ====100()84ABC A B C =-++=12、解:设A 表示“抽取3个球中至少有2个白球”21343437()C C C P A C +=13、解:(1)设A 表示“10件全是合格品”,则109510100()C P A C = (2) 设B 表示“10件中恰有2件次品”,则8295510100()C C P B C = 14、解:(1)设A 表示“五人生日都在星期日”,51()7P A =(2)设B 表示“五人生日都不在星期日”, 556()7P B = (3)设C 表示“五人生日不都在星期日”,55516()177P C =-- 15、解:{(,)|01,01}x y x y Ω=≤≤≤≤设A 表示“两人能会到面”,则1{(,)|}3A x y x y =-≤, 所以5()9P A =1.31、0.8,0.252、0.63、0.074、23 5、0.56、注:加入条件()0.4P B =解:()()0.1P AB P A ==,()()0.4P A B P B +==()()0.9P A B P AB +==,()(|)0.25()P AB P A B P B ==7、解:设A 表示"13张牌中有5张黑桃,3张红心,3张方块,2张梅花”则5332131313131352()C C C C P A C =,8、解:设123,,A A A 分别表示“零件由甲,乙,丙厂生产”,B 表示“零件时次品”则112233()()(|)()(|)()(|)P B P A P B A P A P B A P A P B A =++0.20.050.40.040.40.030.036=⋅+⋅+⋅=9、解:设123,,A A A 分别表示“甲,乙,丙炮射中敌机”, 123,,B B B分别表示“飞机中一门,二门,三门炮”,C 表示“飞机坠毁”。
概率论与数理统计课后答案第6章

第6章习题参考答案1.设是取自总体X的一个样本,在下列情形下,试求总体参数的矩估计与最大似然估计:(1),其中未知,;(2),其中未知,。
2.设是取自总体X的一个样本,其中X服从参数为的泊松分布,其中未知,,求的矩估计与最大似然估计,如得到一组样本观测值X 0 1 2 3 4频数17 20 10 2 1求的矩估计值与最大似然估计值。
3.设是取自总体X的一个样本,其中X服从区间的均匀分布,其中未知,求的矩估计。
4.设是取自总体X的一个样本,X的密度函数为其中未知,求的矩估计。
5.设是取自总体X的一个样本,X的密度函数为其中未知,求的矩估计和最大似然估计。
6.设是取自总体X的一个样本,总体X服从参数为的几何分布,即,其中未知,,求的最大似然估计。
7. 已知某路口车辆经过的时间间隔服从指数分布,其中未知,现在观测到六个时间间隔数据(单位:s):1.8,3.2,4,8,4.5,2.5,试求该路口车辆经过的平均时间间隔的矩估计值与最大似然估计值。
8.设总体X的密度函数为,其中未知,设是取自这个总体的一个样本,试求的最大似然估计。
9. 在第3题中的矩估计是否是的无偏估计?解故的矩估计量是的无偏估计。
10.试证第8题中的最大似然估计是的无偏估计。
11. 设为总体的样本,证明都是总体均值的无偏估计,并进一步判断哪一个估计有效。
12.设是取自总体的一个样本,其中未知,令,试证是的相合估计。
13.某车间生产滚珠,从长期实践中知道,滚珠直径X服从正态分布,从某天生产的产品中随机抽取6个,量得直径如下(单位:mm):14.7,15.0,14.9,14.8,15.2,15.1,求的0.9双侧置信区间和0.99双侧置信区间。
14.假定某商店中一种商品的月销售量服从正态分布,未知。
为了合理的确定对该商品的进货量,需对和作估计,为此随机抽取七个月,其销售量分别为:64,57,49,81,76,70,59,试求的双侧0.95置信区间和方差的双侧0.9置信区间。
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答;收入至少400元的概率几乎为0.
(2)设出售1.2元的蛋糕数量为Y,则Y ~ B(300, 0.2), E(Y ) = 60, D(Y ) = 48.
P{Y
60}
=
Y P{
− 60
0}
=
(0)
=
0.5
48
答:售出价格为1.2元的蛋糕多于60只的概率0.5.
28
一、选择题:
概率论与数理统计练习题
x} = (x)
n→
n
n
Xi −n
(C) lim P{ i=1
x} = (x)
n→
n
n
Xi −
(D) lim P{ i=1
x} = (x)
n→
n
二、填空题:
224
1.对于随机变量 X,仅知其 E( X ) = 3,D( X ) = 1 ,则可知 P{| X − 3 | 3} 225
一、选择题:
概率论与数理统计练习题
系
专业
班 姓名
学号
第五章 大数定律与中心极限定理
1.设 n 是 n 次重复试验中事件 A 出现的次数,p 是事件 A 在每次试验中出现的概率,则对任意
的
0
均有
lim
P
n
−
p
n→ n
[A ]
(A) = 0
(B) = 1
(C) 0
(D) 不存在
系
专业
班 姓名
学号
第六章 数理统计的基本知识
§6.1 总体、样本与统计量、§6.2 抽样分布
1.设 X1, X 2 , X 3 是取自总 X 体的样本,a 是一个未知参数,下述哪个样本函数是统计量[ B ]
(A) X1 + aX 2 + X 3
(B) X1 X 3
(C) aX1 X 2 X 3
(D)
解:(1)随机变量X i表示第i个数的舍入误差,则E( X i ) = 0, D( X i ) = 1 / 12.
1500
P{| X i | 15} = P{|
i =1
1500
Xi
i =1
|
1500 1 12
15 1.34} 2(1 − (1.34)) = 0.1802 1500 1
12
若将1500个数相加,误差总和的绝对值超过15的概率为0.1802
n
n
Xi
(2)P{| i=1 X i | 10} = P{| i=1 n |
10 } 2(10 12 ) −1 0.9
n
n
12 12
(10 12 ) = 0.95,即10 12 =1.65, n = 441
2. 设总体 X 服从参数为 2 的指数分布, X1, X2, , X n ,
n → 时,Y
=
1 n
n i =1
X
2 i
依概率收敛于
1 2
是来自总体 X 的简单随机样本,则当
(考研题 2003)。
3.设总体 X ~ N (, 2 ) ,X1, X 2 ,
, X n 为其样本,记 X
=
1 n
n i =1
Xi
,S 2
=
1 n −1
n i =1
(Xi
−
X )2 ,
则Y = n( X − ) / S 服从的分布是
T (n −1)分布
。
29
三、计算题:
1. 设 X1, , X n 为来自总体 N (, 2 ) 的简单随机样本,T 为它们的样本二阶原点矩,求 ET 。
解:ET
2
)
=
n
1 −
1
E
n i =1
X i2
− 2X
n i =1
Xi
+
n i =1
X
2
=
n
1 −
1
E
n i =1
X i2ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
−
nX
2
=
1 (2n − 2)
n −1
=
2
3. 总体 N (, 2 ) ,在该总体中抽取一个容量为 n = 16 的样本 ( X1, X 2 , X16 ) ,求:
=
E
1 n
n i =1
X
2 i
=
1 n
n i =1
E
(
X
2 i
)
=
1 n
n
[D(Xi) + E(Xi)2] =
i =1
1 n
n
( 2
i =1
+ 2) = 2
+ 2
2.
设总体 X
的概率密度为
f (x) =
1 2
e−|x|
,
X1,
, X n 为总体 X 的简单随机样本,求样本方差的
。
25
*2.设总体 X 服从参数为 2 的指数分布, X1, X2, , X n , 是来自总体 X 的简单随机样本,则当
n → 时,Y
=
1 n
n i =1
X
2 i
依概率收敛于
1 2
(考研题 2003)。
27
三、计算题:
1.计算器在进行加法时,将每个加数舍入最靠近它的整数,设所有舍入误差是独立的且在 (−0.5,0.5) 上服从均匀分布。 问:(1)若将 1500 个数相加,误差总和的绝对值超过 15 的概 率是多少?(2)最多可有几个数相加使得误差总和的绝对值小于 10 的概率不小于 0.90 ?
均值 ES 2 。
解:E( X ) = 0, E( X 2 ) = 2, D( X ) = 2,则
2 E( X ) = 0, D( X ) = .
n
E(S 2 )
=
E
1 n −1
n i =1
(Xi
−
X
)2
=
1 n −1
E
n i =1
( X i2
−
2 XX i
+
X
解:(1)设随机变量X i为出售一只蛋糕的收入,则E( X i ) = 1.29, D( X i ) = 0.0489.
300
300
X i − 300 1.29
P{
i =1
Xi
400} =
P{
i =1
300 0.0489
400 − 387 3.39} = 1 − (3.39)=0. 300 0.0489
(1)
P
2
2
1 n
n i =1
(Xi
− )2
2
2
;(2)
P
2
2
1 n
n i =1
(Xi
−
X )2
2
2
。
解:
1 2
n
(Xi − )2
i =1
~ 2 (16)
2
P{ 2
1 n
n
(Xi − )2
i =1
2 2} = P{8 1 2
2. 设 X1, X2, , X n , 为独立同分布的随机变量列,且均服从参数为 ( 1)的指数分布,记
(x) 为正态分布函数,则 (考研题 2005)
[C ]
n
X i − n
(A) lim P{ i=1
x} = (x)
n→
n
n
X i − n
(B) lim P{ i=1
n
(Xi − )2
i =1
32} = 0.95 − 0.01 = 0.94
(n −1)S 2
2
~
2 (n −1), 其中S 2
=
1 n −1
n
(Xi
i =1
−
X )2
1
P{8 2
n
(Xi
i =1
− X )2
32} = 0.92 − 0.005 = 0.915
30
[C]
(A) X +Y 服从正态分布
(B) X 2 + Y 2 服从 2 分布
(C) X 2和Y 2 服从 2 分布
二、填空题:
(D) X 2 / Y 2 服从 F 分布
−
ne
n
i=1
xi
,
xi 0
1.设 X1, X2, , X n , 是来自指数总体 E( ) 的样本,则 ( X1, , X n ) 的联合密度 0, otherwise。
n
n
最多可有441个数相加使得误差总和的绝对值小于10的概率不小于0.90
2. 一食品店有三种蛋糕出售,由于售出哪一种蛋糕是随机的,因而售出一只蛋糕的价格是一个随
机变量,它取 1 元、1.2 元、1.5 元各个值的概率分别为 0.3、0.2、0.5。某天售出 300 只蛋糕。
(1)求收入至少 400 元的概率; (2)求售出价格为 1.2 元的蛋糕多于 60 只的概率。
1 3
3 i =1
(Xi
− a)2
2. 设 X1, X2,
, Xn,
是来自正态总体
N (,
2)
的样本,则
20 i =1