华中农业大学《概率论》概率论第二章复习.ppt
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概率论第二章(课件2)
(3) 函数值跳跃高度是X取值区间中新增加点 的对应概率值;
(4) 分布函数是右连续的;
(5) P{X=xi}=F(xi)-F(xi -0)
0 x 0
例2.3.2.
设X的分布函数为
F
(
x)
0.4 0.8
0 x1 1 x2
求X的概率分布.
1 2 x
解:X的取值为 X 0 1
f (x) 0, x ;
f
x1
(x)dx
x2 有
1;
在
P{x1 X x2} F(x2 )
f (的x) 连续点处有
F ( x1 )
x2 x1
f
(x)dx
f (x) F(x)
图下方形图在f (x的设形x) 几轴面是x是lxlx何i上积i密mm00意方为度fPF的({义,1函x(yxx)连数X续的xxx点) 本x,y近F由等质P(f似xx{上(于特}x)x)P于述曲f征{(xx小X)性边1,几y矩质梯X何x形f有形(意x)面面xx义2}积}积如下
X01 P 0.3 0.7
,求X的分布函数.
解:(1) 当x<0时, F(x)=P(X≤x)=
P( X xi ) =0
xi x
(2)当0≤x<1时,F(x)=P(X≤x)= P( X xi )=P(X=0)=0.3
xi x
(3)当1≤x时,F(x)=P(X≤x)=P(X=0)+P(X=1)=1
由离散型随机变量的概率分布或分布律 求分布函数
设离散型随机变量 X 的分布律为 P{ X xk } pk , k 1,2,...
由概率的可列可加性得 X 的分布函数为
(4) 分布函数是右连续的;
(5) P{X=xi}=F(xi)-F(xi -0)
0 x 0
例2.3.2.
设X的分布函数为
F
(
x)
0.4 0.8
0 x1 1 x2
求X的概率分布.
1 2 x
解:X的取值为 X 0 1
f (x) 0, x ;
f
x1
(x)dx
x2 有
1;
在
P{x1 X x2} F(x2 )
f (的x) 连续点处有
F ( x1 )
x2 x1
f
(x)dx
f (x) F(x)
图下方形图在f (x的设形x) 几轴面是x是lxlx何i上积i密mm00意方为度fPF的({义,1函x(yxx)连数X续的xxx点) 本x,y近F由等质P(f似xx{上(于特}x)x)P于述曲f征{(xx小X)性边1,几y矩质梯X何x形f有形(意x)面面xx义2}积}积如下
X01 P 0.3 0.7
,求X的分布函数.
解:(1) 当x<0时, F(x)=P(X≤x)=
P( X xi ) =0
xi x
(2)当0≤x<1时,F(x)=P(X≤x)= P( X xi )=P(X=0)=0.3
xi x
(3)当1≤x时,F(x)=P(X≤x)=P(X=0)+P(X=1)=1
由离散型随机变量的概率分布或分布律 求分布函数
设离散型随机变量 X 的分布律为 P{ X xk } pk , k 1,2,...
由概率的可列可加性得 X 的分布函数为
概率论第二章(课件2)
条件概率具有非负性、规范性、乘法 法则和全概率公式等性质。
贝叶斯定理
贝叶斯定理的表述
对于任意两个事件A和B,有 P(B|A)=P(A|B)P(B)/P(A)。
贝叶斯定理的应用
贝叶斯定理常用于在已知某些条件 下,对其他条件的发生概率进行推 断和更新。
贝叶斯定理的意义
贝叶斯定理是概率论中的一个重要 定理,它提供了在已知某些信息的 情况下,对其他信息的可信度进行 评估的方法。
期望的计算
期望的计算公式为E(X)=∑xp(x),其中x为随机变量X的所有可能取值, p(x)为对应的概率。
方差与协方差
方差的定义
方差是随机变量与其期望之间的差的平方的期望,表示随机变量 取值与期望的偏离程度。
方差的性质
方差具有非负性,即对于任何随机变量X,D(X)≥0。
协方差的定义
协方差是两个随机变量的线性相关程度的度量,表示两个随机变量 同时偏离各自期望的程度。
自的概率分布相乘得到。
THANKS
感谢观看
02
随机变量及其分布
离散随机变量
离散随机变量定义
离散随机变量是在可数样本空间上的概率函数。
离散随机变量的概率分布
离散随机变量的概率分布由一个非负整数序列给出,表示在每个样 本点上随机变量取值的概率。
离散随机变量的期望值
离散随机变量的期望值是所有可能取值的概率加权和。
连续随机变量
连续随机变量念 • 随机变量及其分布 • 随机向量及其分布 • 随机变量的函数及其分布 • 随机变量的数字特征
01
概率论的基本概念
概率的定义与性质
01
02
03
概率的定义
概率是描述随机事件发生 可能性大小的数值,通常 用P表示。
概率论第2章精品PPT课件
当X=3时,取的另外两只球只能是1和2,即只有一种可能, 故
P{X
3}
1 C53
1 10
当X=4时,取的另外两只球可以是1、2、3中的任两个,故
P{X
4}
C32 C53
3 10
当X=5时,取的另外两只球可以是1、2、3、4中的任两个,故
P{X
5}
C42 C53
6 10
2
第2章 随机变量及其分布
(2) 根据概率密度的定义可得
fX
(x)
dFX (x) dx
1 / 0,
x,
1 xe 其它
13
第2章 随机变量及其分布
习题22(1)
22(1) 分子运动速度的绝对值X服从麦克斯韦 (Maxwell)分布,其概率密度为
f
(
x)
Ax 2e
x2
/b
,
0,
x0 其他
其中b=m/(2kT), k为玻耳兹曼(Boltzmann)常数,T为 温度,m是分子的质量,试确定常数A.
1 241
t ex / 241dx 1 et / 241
0
综合得到:
1 et /241, t 0
FT
(t)
0,
其他
利用分布函数的性质计算概率:
P{50 T 100} FT (100) FT (50)
e50/ 241 e100/ 241
17
第2章 随机变量及其分布
习题23
23. 某种型号器件的寿命X(以小时计)具有概率密度
解: 甲乙各自做3重伯努力实验,设甲投中次数为X, 乙投中次数为Y, 两 者均遵从二项分布。故所求为
甲乙投篮相互独立
3
概率论与数理统计第2章ppt课件
1 3x
0
1
2
3X
处的离跳散跃型高随度机恰变为量P{的X=分x布i}.函数为跳跃函数,在xi
§4. 连续型随机变量的概率密度
1. 定义:对于随机变量X的分布函F(x), 如果存在非负函数f(x),使对于任意实数x有:
F(x)xf(t)dt
则称X为连续型随机变量;称f(x)为X的概率 密度函数。简称密度函数。
精选课件
21
例4. 3个人抓阄数。
解:X的概率分布: P{X=1}=1/3
P{X=2}=2/3×1/2=1/3
P{X=3}=2/3×1/2×1/1=1/3
X的分布函数:
Y
0 x <1
1
1/3 1 x <2
2/ 3
F(x)=
2/3 2 x <3 1/ 3
则:P{X=k} Cnk pnkqnnk 其中:qn=1-pn
(令=μV; pn=μ△V=μV/n= /n):
考虑当 n +时
P{X=k} =nl imCnkpnkqnnk
limn! ()k(1)nk
nl n i m k1 k !!n(nn (n n k1)) !n (n n kn 1)k((11 n))kn
k
k!
k=0、1、2、3、……
n
Poissn定理:n为正整数,pn=/n, >0。 则对任一非负整数k有:
nl im Cnkpnkqnnk
k
k!
其中:= npn.
例3. 某人打靶命中率为0.001, 重复射击 5000次,求至少命中2次的概率。
解:设X为至命中次数。
P(X2) =1-P(X<2) =1-P(X=0)-P(X=1)
概率论与数理统计--第二章PPT课件
由概率的可列可加性得X的分布函数为
F(x) pk xk x
分布函数F(x)在x xk , 其跳跃值为pk P{X
对k 所1,有2,满足处x有k 跳 x跃的,k求和。
xk }
第26页/共57页
第四节 连续型随机变量及其概率密度
定义 对于随机变量X的分布函数F(x),如果存在非 负函数f (x),使对于任意实数有
售量服从参数为 10的泊松分布.为了以95%以上的
概率保证该商品不脱销,问商店在月底至少应进该商 品多少件? 解 设商店每月销售该种商品X件,月底的进货量为n件,
按题意要求为 PX n 0.95
由X服附从录的泊1松0的分泊布松表分知布k,140 1则k0!k有e1k0n01k00!k.9e1160 6
可以用泊松分布作近似,即
n
k
pk
1
p
nk
np k
k!
enp , k
0,1, 2,
.
例 4 为保证设备正常工作,需要配备一些维修工.如果各台设备
发生故障是相互独立的,且每台设备发生故障的概率都是 0.01.
试求在以下情况下,求设备发生故障而不能及时修理的概率.
(1) 一名维修工负责 20 台设备.
于是PX I P(B) Pw X (w) I.
随机变量的取值随试验的结果而定,而试验的各个 结果出现有一定的概率,因而随机变量的取值有一 定的概率.
按照随机变量可能取值的情况,可以把它们分为两 类:离散型随机变量和非离散型随机变量,而非离 散型随机变量中最重要的是连续型随机变量.因此, 本章主要研究离散型及连续型随机变量.
x
x
4. F(x 0) F(x) 即F(x)是右连续的
第23页/共57页
F(x) pk xk x
分布函数F(x)在x xk , 其跳跃值为pk P{X
对k 所1,有2,满足处x有k 跳 x跃的,k求和。
xk }
第26页/共57页
第四节 连续型随机变量及其概率密度
定义 对于随机变量X的分布函数F(x),如果存在非 负函数f (x),使对于任意实数有
售量服从参数为 10的泊松分布.为了以95%以上的
概率保证该商品不脱销,问商店在月底至少应进该商 品多少件? 解 设商店每月销售该种商品X件,月底的进货量为n件,
按题意要求为 PX n 0.95
由X服附从录的泊1松0的分泊布松表分知布k,140 1则k0!k有e1k0n01k00!k.9e1160 6
可以用泊松分布作近似,即
n
k
pk
1
p
nk
np k
k!
enp , k
0,1, 2,
.
例 4 为保证设备正常工作,需要配备一些维修工.如果各台设备
发生故障是相互独立的,且每台设备发生故障的概率都是 0.01.
试求在以下情况下,求设备发生故障而不能及时修理的概率.
(1) 一名维修工负责 20 台设备.
于是PX I P(B) Pw X (w) I.
随机变量的取值随试验的结果而定,而试验的各个 结果出现有一定的概率,因而随机变量的取值有一 定的概率.
按照随机变量可能取值的情况,可以把它们分为两 类:离散型随机变量和非离散型随机变量,而非离 散型随机变量中最重要的是连续型随机变量.因此, 本章主要研究离散型及连续型随机变量.
x
x
4. F(x 0) F(x) 即F(x)是右连续的
第23页/共57页
《概率论复习2》PPT课件
独立
不相关
第五章 大数定律与中心极限定理
1、切比雪夫不等式
2、大数定律 X1 , X2 , … 相互独立,有相同的期望和方差 X1 , X2 , … 独立同分布,期望存在
3、中心极限定理
定理1 设
相互独立,
服从同一分布,
定理2 例
近似
几种等价的形式
近似
N (0, 1 ) 25
第六章 样本及抽样分布
故拒绝域为 或
s12 / s22 F / 2 (n1 1, n2 1) s12 / s22 F1 / 2 (n1 1, n2 1)
右边假设检验
H0
:
2 1
2 2
H1
: 12
2 2
拒绝域为 s12 / s22 F (n1 1, n2 1)
左边假设检验
H0
:
2 1
2 2
H1
: 12
2 2
拒绝域为 s12 / s22 F1 (n1 1, n2 1)
例1、一质点从原点出发,每个单位时间向上或向右的
方向移动一单位,且向上的概率为p,向右的概率
为1-p,则该质点经过10秒走到A(8,2)的概率为___
C120 p2 (1 p)8
例2、
1
a是常数,
则当a=____2_e___时,f (x)可作为随机变量的
概率密度函数。
例3、 解: 由题意可知
的取值范围为
统计量:
拒绝域:u z
⒉
未知, 关于
的假设检验
双边假设检验 H0 : 1 2 H1 : 1 2
其中δ为已知常数。
统计量
S2
(n1
1)S12 (n2 1)S22 n1 n2 2
概率论与数理统计第二章课件PPT
例2 某类灯泡使用时数在1000小时以上 的概率是0.2,求三个灯泡在使用1000 小时以后最多只有一个坏了的概率.
解: 设X为三个灯泡在使用1000小时已坏的灯泡数 .
X ~ B (3, 0.8),
P( X k)C (0.8) (0.2) , k 0,1,2,3
k 3 k
3k
P{X 1} =P{X=0}+P{X=1} =(0.2)3+3(0.8)(0.2)2
X
p
1
0
1
2
3 0.1
a b 0.2 0.3
求a,b满足什么条件。
a b 0.4, a 0, b 0
一旦知道一个离散型随机变量X的分布律后,我们便可求得X
所生成的任何事件的概率。特别地,对任意 a ,有 b
P a X b P X x P X x i i a x b a x b 1 1 pk
解
用泊松定理 取 =np=(400)(0.02)=8, 故 近似地有 P{X2}=1- P{X=0}-P {X=1}
=1-(1+8)e-8=0.996981.
泊松分布(Poisson distribution)
定义2 设随机变量X的可能取值为0,1,2,…,n,…,而X 的分布律为
pk P X k
路口1
路口2
路口3
X表示该汽车首次遇到红灯前已通过的路口的个数
路口1
路口2
路口3
1 1 1 P(X=3)= P( A1 A2 A3 ) =1/8 2 2 2
即
X
p
0
1
2
3
1 2
1 4
概率论与数理统计第二章_PPT课件
3,4,5
1.随机变量的定义
设E是一个随机试验,S是其样本空间.我们称样本空
间上的函数 X X e e S
为一个随机变量,如果对于任意的实数 x,集合
e : X e x X x
X (e)
e
都是随机事件.
随机变量的特点:
R
S
1). X的全部可能取值是互斥且完备的
2). X的部分可能取值描述随机事件
实例2 若随机变量 X 记为 “连续射击, 直至命 中时的射击次数”, 则 X 的可能值是:
1 , 2 , 3 , . 实例3 设某射手每次射击打中目标的概率是0.8, 现该射手射了30次,则随机变量 X 记为“击中目标 的次数”,则 X 的所有可能取值为:
0 ,1 ,2 ,3 , ,3 . 0
( 5 ) 对 于 随 机 变 量 , 我 们 常 常 关 心 的 是 它 的 取 值 .
( 6 )我 们 设 立 随 机 变 量 ,是 要 用 随 机 变 量 的 取 值 来 描 述 随 机 事 件 .
实例2 掷一个硬币, 观察出现的面 , 共有两个 结果: e1(反面朝 ), 上
e2 (正面朝 ), 上 若用 X 表示掷一个硬币出现正面的次数, 则有
1 ,2 ,3 , . 注意 X(e) 的取值是可列无穷个!
实例7 某公共汽车站每隔 5 分钟有一辆汽车通 过, 如果某人到达该车站的时刻是随机的, 则
X(e) 此人的等车,时间
是一个随机变量. 且 X(e) 的所有可 能取值为: [0,5].
实例8 设某射手对目标进行射击,如果我们以目标 中心为坐标原点,考查射击点的平面位置(坐标), 为了便于研究,我们引入两个变量X,Y,其中
若用 X 表示该家女孩子的个数时 , 则有
概率论与数理统计 第二章随机变量及其分布剖析PPT课件
抛硬币实验
射手射击击中目标.
这种对应关系在数学上表现为一种实值函数.
w.
X(w) R
对于试验的每一个样本点w,都对应着一个实数 X(w),而X(w)是随着实验结果不同而变化的一个 变量。
机
随机变量的定义
设 随 机 实 验 E的 样 本 空 间 , 若 对 每 一 个 样 本 点
, 都 有 唯 一 的 实 数 X()与 之 对 应 ,则 称 X()为 随 机 变 量 , 简 记 为 X.
P (X k ) ( 1 p )k 1 p , (k 1 ,2 , )
则称随机变量X服从以p为参数的几何分布,
记作
X ~G(p) 。
超几何分布
设N个元素分为两类,有M个属于第一类,N-M
个属于第二类。现在从中不重复抽取n个,其 中包含的第一类元素的个数X的分布律为
P(Xk)CM kC C N n N n kM, (k0,1, ,l) 其中l=min{M,n}, 则称随机变量X服从参数为 的超几何分布,记作 X~H(N,M,n)
由泊松定理,n重贝努里试验中稀有事件 出现的次数近似地服从泊松分布.
例5. 某车间有5台车床,由于种种原因(由 于装、卸工作等),时常需要停车.设各 台车床的停车或开车是相互独立的. 若车床在任一时刻处于停车状态的 概率是1/3,求车间中恰有一台车床处 于停车状态的概率。
解:X:处于停车状态的车床数
密度函数 f (x)在某点处a的高度,并不反映 X取值的概率. 但是,这个高度越大,则X 取a附近的值的概率就越大. 也可以说,在 某点密度曲线的高度反映了概率集中在该 点附近的程度.
f (x)
o
x
例1 :某型号电子管的寿命X(小时)的概率密度为
射手射击击中目标.
这种对应关系在数学上表现为一种实值函数.
w.
X(w) R
对于试验的每一个样本点w,都对应着一个实数 X(w),而X(w)是随着实验结果不同而变化的一个 变量。
机
随机变量的定义
设 随 机 实 验 E的 样 本 空 间 , 若 对 每 一 个 样 本 点
, 都 有 唯 一 的 实 数 X()与 之 对 应 ,则 称 X()为 随 机 变 量 , 简 记 为 X.
P (X k ) ( 1 p )k 1 p , (k 1 ,2 , )
则称随机变量X服从以p为参数的几何分布,
记作
X ~G(p) 。
超几何分布
设N个元素分为两类,有M个属于第一类,N-M
个属于第二类。现在从中不重复抽取n个,其 中包含的第一类元素的个数X的分布律为
P(Xk)CM kC C N n N n kM, (k0,1, ,l) 其中l=min{M,n}, 则称随机变量X服从参数为 的超几何分布,记作 X~H(N,M,n)
由泊松定理,n重贝努里试验中稀有事件 出现的次数近似地服从泊松分布.
例5. 某车间有5台车床,由于种种原因(由 于装、卸工作等),时常需要停车.设各 台车床的停车或开车是相互独立的. 若车床在任一时刻处于停车状态的 概率是1/3,求车间中恰有一台车床处 于停车状态的概率。
解:X:处于停车状态的车床数
密度函数 f (x)在某点处a的高度,并不反映 X取值的概率. 但是,这个高度越大,则X 取a附近的值的概率就越大. 也可以说,在 某点密度曲线的高度反映了概率集中在该 点附近的程度.
f (x)
o
x
例1 :某型号电子管的寿命X(小时)的概率密度为
概率论与数理统计 第2章课件
第一种维护方式,4人各自负责的20台车床 同时发生故障的台数X均服从相同的分布 B(20,0.01),4人能及时维修的概率为
p1=(P{X≤1})4={∑k1=0P{X=k} }4
=
=0.9343
20 {∑k =0 0.01k· 20-k}4 0.99 k
1
第二种维护方式,80台车床同时发生故 障的台数X ~ B (80,0.01) ,3人能及时维修的 概率为
显然P{X=k}= λk/k! · –λ>0,k=0,1,…,且 e
n limn→∞ pnkqnn-k= k
λk/k! · –λ. e
P{X=k}=∑k∞=0 λk/k! · –λ e
= e –λ ∑k∞=0 λk/k! = e –λ · λ=1 e 所以二项分布的极限情形 P{X=k}= λk/k! · –λ,k=0,1, …(λ>0) e 称为参数为λ的泊松分布,X则称为泊松变 量。 泊松分布是二项分布的极限情形,因此可
通过, 如果某人到达该车站的时刻是随机的, 则 X(s)=此人的等车时间, 是一个随机变量.
且 X(s) 的所有可
能取值为:[0,5].
2.1.2 随机变量的基本分类
1. 离散型随机变量:试验结果的可能取值
为可列个。
如前面提到的废品数、骰子点数和顾客人 数等。
2. 连续型随机变量: 所有可能的取值是
§ 2.1 随机变量的概念
2.1.1 随机变量的概念
每一个试验结果(样本点)s都对应着 一个实数X(s),即在样本空间S上定义了一个 实值函数X=X(s)。反过来,一个实数X即是 对具有“属性X‖的随机事件的标识,随机事 件发生的概率即是标识随机事件的实数X发 生的概率,因而X又具有随机性。这种取值 是随机的变量就称为随机变量。
概率论第2章ppt课件
2(2) 将一颗骰子抛掷两次,以X表示两次中得到的小的点数,试求X的分布律。
解:相当于放回抽样问题. 样本空间总的基本事件数目:n=6×6=36
X可以取1,2,3,4,5,6(注意两次抛掷可能得到相同的点数)。
当X=1时,另一个点数可在1~6中任选,再考虑到两个不同的点数次序调
换是不同事件, 故
P{X1}62111 36 36
.
9
第2章 随机变量及其分布
习题16
16. 有一繁忙的汽车站,每天有大量汽车通过,设一辆汽车在一天的某段时间内 出事故的概率为0.0001. 在某天的该时间段内有1000量汽车通过。问出事故的车辆 数不小于2的概率是多少?(利用泊松定理计算)
解:令在该段时间内发生事故的车辆数目为X, 根据题意知:
k!
(1) P{X8}48e4 0.0298
8!
(2) P { X 3 } 1 P { X 0 } P { X 1 } P { X 2 } P { X 3 }
1e44e442e443e4
2! 3!
1 71e4 0.5665
3
.
7
第2章 随机变量及其分布
习题13
13. 某一公安局在长度为t的时间间隔内收到的紧急 呼救的次数服从参数为(1/2)t的泊松分布,而与时 间间隔的起点无关(时间以小时计).
同理 P{X2}5219 P{X3}4217
36 36
36 36
P{X4}3215 P{X5}2213
36 36
36 36
P{X 6} 1 36
.
3
第2章 随机变量及其分布
习题8
8. 甲乙两人投篮,投中的概率分别为0.6和0.7。今各投三次。求(1)两人投中次数 相等的概率;(2)甲比乙投中次数多的概率.
概率论2ppt课件
17
引言:数理统计学是一门关于数据收集、整理、分析 和推断的科学。在概率论中已经知道,由于大 量的 随机试验中各种结果的出现必然呈现它的 规律 性,因而从理论上讲只要对随机现象进行 足够多次观察,各种结果的规律性一定能清楚 地呈现,但是实际上所允许的观察永远是有限 的,甚至是 少量的。 例如:若规定灯泡寿命低于1000小时者 为次 品,如何确定次品率?由于灯泡寿命试验是 破坏性试验,不可能把整批灯泡逐一检测,只 能抽取一部分灯泡作为样本进行检验,以样本 的信 息来推断总体的信息,这是数理统计学研 究的问题之一。
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
第五章 大数定律和中心极限定理
关键词: 契比雪夫不等式 大数定律 中心极限定理
6
§1 大数定律
背景 本章的大数定律,对第一章中提出的 “频率稳定性”,给出理论上的论证
3. 用正态分布近似计算
npq 400 0.02 0.98 2.8
PZ
2
1
P0
Z
2
1
P
0
np npq
Z
np npq
2
np npq
16
1 P
8 2.8
Z 8 2.8
6 2.8
1
6 2.8
8 2.8
0.9859
第六章 数理统计的基本概念
关键词: 样本 总体 个体 统计量
2 分布 t 分布 F 分布
解:记16只电器元件的寿命分别为Z1, Z2, , Z16, 16 则16只电器元件的寿命总和为Z Zi, 由题设E Zi 100, DZi 1002 i1
引言:数理统计学是一门关于数据收集、整理、分析 和推断的科学。在概率论中已经知道,由于大 量的 随机试验中各种结果的出现必然呈现它的 规律 性,因而从理论上讲只要对随机现象进行 足够多次观察,各种结果的规律性一定能清楚 地呈现,但是实际上所允许的观察永远是有限 的,甚至是 少量的。 例如:若规定灯泡寿命低于1000小时者 为次 品,如何确定次品率?由于灯泡寿命试验是 破坏性试验,不可能把整批灯泡逐一检测,只 能抽取一部分灯泡作为样本进行检验,以样本 的信 息来推断总体的信息,这是数理统计学研 究的问题之一。
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
第五章 大数定律和中心极限定理
关键词: 契比雪夫不等式 大数定律 中心极限定理
6
§1 大数定律
背景 本章的大数定律,对第一章中提出的 “频率稳定性”,给出理论上的论证
3. 用正态分布近似计算
npq 400 0.02 0.98 2.8
PZ
2
1
P0
Z
2
1
P
0
np npq
Z
np npq
2
np npq
16
1 P
8 2.8
Z 8 2.8
6 2.8
1
6 2.8
8 2.8
0.9859
第六章 数理统计的基本概念
关键词: 样本 总体 个体 统计量
2 分布 t 分布 F 分布
解:记16只电器元件的寿命分别为Z1, Z2, , Z16, 16 则16只电器元件的寿命总和为Z Zi, 由题设E Zi 100, DZi 1002 i1
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3)F() lim F(x) 0, F() lim F(x) 1;
x
x
7
五、一维离散型随机变量的分布函数
F (x) P{X x} P X xk PX xk
xk x
xk x
性质:处处右连续 0
x x1
F(x)
p1
p1 p2
p1 p2 pn1
x1 x x2 x2 x x3
X x1 x2 xi P p1 p2 pi
1)0 pi 1
2) pi 1
4
三、一维离散型随机变量的常用分布
1.0—1分布: X ~ B(1, p) (1次伯努利试验) 2. 二项分布: X ~ B(n, p) (n重伯努利试验)
P{ X
k}
C
k n
pk (1
p)nk
(k 0,1,n)
19
十二、二维连续型随机变量的分布函数
1.分布密度:
1)p(x,y)是平面上处处有定义、非负、可积
2)P{( X , Y ) (a, b] (c, d ]}
bd
p( x, y)dxdy
ac
2. 分布函数:
yx
F (x, y)
p(u, v )dudv
注:
1)
p(x,
y)
2F (x,
y)
2
一、随机变量(Random Variable)
主要的思想: 将样本空间数量化,即用数值表示试验的结果。
1.定义:由试验结果而决定取某一数值的变量。
2. 分类:1)一维、多维(二维) 2)离散型、非离散型(连续型和其它)
3
二、一维离散型随机变量的分布律
P{X xi } pi (i 1,2,3,)
2) pij 1
ij
16
十、二维离散型随机变量的常用分布 1. 超几何分布 ( X ,Y ) ~ H (n, M1, M2, N )
P{X
i, Y
j}
C C C i
j ni j
M1 M2 N M1 M2
C
n N
(i 0,1,, M1, j 0,1,, M2)
M1 M2 N , i j n N M1 M2
12
3. 标准正态分布(Normal Distribution)
p(x)
1
x2
e2
2
( x )
X ~ N(0,1)
(x) 1
x t2
e 2 dt
2
(x) 1 (x) (x 0)
13
4. 正态分布(Normal Distribution)
p(x)
1
( x )2
e 2 2
2
(钟形图像)
15
九、二维离散型随机变量的分布律
( X ,Y ) 的取值 (xi , y j )有有限组或可数组
P{X xi ,Y y j} pij
X \Y y1
x1 p11
x2 p21
x i
pi1
y2 y j
p12 p1 j p22 p2 j pi2 pij
1)0 pij 1
性质:连续的
9
注意: 1)p(x)不是概率,它代表X在x附近 取值概率的大小。
2)连续型的随机变量X
P{X a} 0,a
故P{a X b} P{a X b} P{a X b}.
10
七、一维连续型随机变量的重要分布
1. 均匀分布(Uniform Distribution)
p(x)
xy
2) P{(X , Y ) D} p(x, y)d xy
D
20
十三、二维连续型随机变量的常用分布 1. 均匀分布(Uniform Distribution)
( x , ,为常数, 0)
X ~ N(, 2)
X ~ N (0,1)
F(x) P{X x} P{ X x } ( x )
14
八、二项分布的正态近似
若Y ~ B(n, p), 则当n很大时,
Y np
•
~ N (0, 1)
np(1 p)
lim P Y np x (x) n np(1 p)
C
n N
性质:当N很大,n很小时
C
m N
Cnm
M N
m
1
M nm
N
6
四、一维随机变量的分布函数
1. 定义: F(x) P{X x}
P(a<X b) F(b)-F(a)
2. 性质:
1) x ,0 F(x) 1;
2)x1 x2,F (x1) F (x2 );
2. 三项分布
17
( X ,Y ) ~ B(n, p1, p2 )
P{X
i, Y
j}
C
Ci j
n n
i
p1i
p2j
(1
p1
p2 )n i j
(i, j 0,1,, n) i j n,
0 p1, p2 1, p1 p2 1
18
十一、二维随机变量的联合分布函数 F(x, y) P{X x, Y y}
b
1
a
,
x (a,b)
0
x (a,b)
X ~ U (a,b)
0
x
xa
F(x)
p( x)dx
b
1
a
xa a xb
bx
11
2. 指数分布(Exponential Distribution)
ex x 0
p(x)
0
x0
( 0)
X ~ E()
x
1 ex
F(x) p(x)dx
0
x0 x0
xn1 x xn
p1 p2 pn 1
xn x.
8
六、一维连续型随机变量的分布函数
1. 分布密度: 1)p(x)是实轴上处处有定义、非负、可积
b
2) P{a X b} a p(x)dx F (b) F (a)
p(x) F(x)
2. 分布函数: F (x) P{X x} x p(x)dx
性质:1) x , y , 0 F(x, y) 1;
2)x1 x2,F (x1, y) F (x2 , y); y1 y2,F (x, y1) F (x, y2 );
3)F(, y) F(x,) 0,F(,) 1;
4)P{(X , Y ) (x1, x2 ] ( y1, y2 ]} P{x1 X x2 , y1 Y y2} F (x2, y2 ) F (x1, y2 ) F (x2, y1) F (x1 y1)
3. 几何分布: X ~ G( p) (可列重伯努利试验)
P{ X k} p(1 p)k1 (k 1,n)
5
4. 泊松(Poisson)分布: X ~ P( )
P{ X k} k e
k!
(k 0,1,n)
5. 超几何分布: X ~ H(n, M, N )
P{ X
m}
C
m M
C
nm NM