华理概率论06-6-B-试卷答案
华理概率论06-01-B-试卷答案
华东理工大学2005–2006学年第一学期《概率论与数理统计》课程期末考试试卷 B 2006.1.开课学院： 理学院 ， 考试形式： 闭卷 ， 所需时间： 120 分钟 姓名： 学号： 班级： 任课教师一、填空题（每小题4分，共20分）1． 从一装有3个红球2个白球的盒子中取出两球，取得一红一白的概率为0. 6 ；若已知其中至少有一个是白球，则另一球也是白球的概率为 1 / 7 。
2．设A 、B 是两个事件，5.0)(=A P ，2.0)(=B P ，)|()|(B A P B A P =，则=)(B A P 6.0。
3．若某人射击的命中率为0.2，则他命中目标时已经射击的次数X 为k 的概率==}{k X P 1)8.0(2.0-k ，5=EX 。
4．设随机变量X 与Y 相互独立，且1)()(==Y E X E ，2)()(==Y D X D ，则8)(=XY D 。
5．已知随机变量)2(~E X ，则X e Y =的分布密度函数为=)(y Y ϕ⎩⎨⎧≤>-11,0,23y y y 。
二、选择题（每小题4分，共20分）1．设总体 X ～)(λP , ),,,(4321X X X X 是来自总体X 的样本，则下列λ的无偏估计中最有效的是 （ D ）A ．72224321X X X X +++； B ．6224321X X X X +++；C ．524321X X X X +++； D ． 44321X X X X +++。
2．对于任意两事件A 和B ，则下列结论正确的是（ C ）A ．一定不独立，，则若B A AB ∅=； B ．一定独立，，则若B A AB ∅≠；C ．有可能独立，，则若B A AB ∅≠；D ．一定独立，，则若B A AB ∅=。
3．已知二维随机变量),(Y X 的边缘分布都是正态分布，则下列不正确的结论是（ A ）A ．),(Y X 一定服从二维正态分布；B ．独立时服从正态分布与Y X ；C ．),(Y X 可能服从二维正态分布；D ． 以上结论不都正确。
华理概率论答案第一册
{
}
4. 已知 ( A + B )( A + B ) + A + B + A + B = C ，且 P (C ) = 1 ，则 P ( B ) = 2 。 3 3 5. 设随机事件 A 、 B 及其和事件的概率分别是 0.4，0.3，0.6。若 B 表示 B 的对
2
P {硬币与边线不相交} = 于是有
( a − 1)
a2
2
< 0.01
a<
10 9
。
8. n 个人随机地围绕圆桌就座， 试问其中 A 、B 两人的座位相,B两人座位相邻} = ⎨ n − 1 ⎪ n=2 ⎩ 1
。
9.
一部五卷的选集，按任意顺序放在书架上，求： (1) 各卷自左至右或者自右至左的卷号顺序恰为 1,2,3,4,5 的概率； (2) 第一卷及第五卷分别在两端的概率； (3) 第一卷及第五卷都不在两端的概率。
( A − AB ) U B = ( A − AB )B = ( AAB )B = ( A U AB ) B
= ( AB ) U ( ABB ) = ( AB ) U ∅ = AB
所以： ( A − AB ) U B = AB 。 6．设 A 、 B 为两个事件，若 AB = A I B ，问 A 和 B 有什么关系？ 解： A 和 B 为对立事件。
1 13
B.
13 4 C 52
C.
134 4 C52
D.
13 4 52 × 51 × 50 × 49
三. 计算题： 1. 将长为 a 的细棒折成三段，求这三段能构成三角形的概率。 解 : 设 三 段 分 别 为
x, y , a − x − y
概率论课后答案华南理工大学
设事件 A {取出的两个球都是白球} ，则事件 A 包含的样本点总数为 k C52 ， 故
P( A)
k C52 0.357 n C82
例 4 一批产品工 200 个，其中有 6 个废品，求： （1）这批产品的废品率； （2） 任取 3 个恰有 1 个废品的概率； （3）任取 3 个全是废品的概率. 解
一个事件的概率为 0， 这个事件未必是不可能事件； 因此 C 项正确.反例如
下 ： 随 机 地 向 [0,1] 区 间 内 投 点 ， 令 x 表 示 点 的 坐 标 ， 设
A { 0 x 1 / 2 B} , { 1 x /， 2则 A B 1{ }x 1 / 2， } 由 几 何 概 率可 知 ，
1 2k 2 1 2k 2 2k 2 Cn Cn 1 (C2 ) n22 k 2 Cn 1 2k 2k C2 n C2 n
率总是在区间（0,1）上的一个确定的常数 p 附近波动，并且稳定于 p ，则称 p 为 事件 A 的概率，记为 P( A) .即
P( A) p
14.古典概率定义 古典概率定义 在古典概型中，如果基本事件的总数 所包含的样本点个数为 r （ r n ） ，则定义事件 A 的概率 P( A) 为 r / n .即
第一种情况：不放回抽样
1 1 样 本 空 间 的 基 本 事 件 总 数 为 n C6 C5 30 . 事 件 A 的 基 本 事 件 数 为 1 1 1 1 k A C4 C3 4 3 12 .事件 B 基本事件数为 k B C2 C1 2 1 2 .
（1） （2）由于 P( B)
例 6 从 n 双不同型号的鞋子中任取 2k (2k n) 只，试求下列事件的概率： （1） （2） B ={恰有一对鞋子} . A ={没有成对的鞋子}； 解
华理概率论06-6-A答案
华东理工大学2005–2006学年第二学期《概率论与数理统计》课程考试试卷 A 2006.6开课学院： 理学院 ，专业：大面积 ，考试形式：闭卷 ， 所需时间：120分钟 考生姓名： 学号： 班级： 任课教师：一、 选择题：（每小题5分）1、设随机变量ξ服从正态分布2(,)N μσ，则概率{}2P x μσ-≥（ D ）。
A 、随μ的增加而增大 B 、随μ的增加而减小C 、随σ的增加而增大D 、等于一个常数（与μ和σ的大小没有关系）。
2、设随机变量ξ和η满足条件()E E E ξηξη=⋅，则以下命题中一定正确的是（ C ）。
A 、()D D D ξηξη=⋅ B 、ξ和η一定相互独立 C 、()D D D ξηξη+=+ D 、ξ和η一定不相互独立3、设随机变量ξ密度函数为()p x ，则31ηξ=-的密度函数()p y η为（ A ）。
A 、11()33y p +B 、13()3y p +C 、1(3(1))3p y + D 、13()3y p -4、样本),,,(21n X X X 取自正态分布2(,)N μσ，1,n X S -分别为样本均值及样本标准差，则（ B ）。
A 、2~(,)X N μσB 2)~(0,)X N μσ-C 、221~()ni n χ=∑ D 、221~()ni n χ=⎛⎫∑二、 填空题：（每小题5分）1、已知()0.2,()0.5P A B P A -==，则()P AB = 0.7 。
2、已知随机变量ξ的密度函数为：1/3,[0,1]()1/6,[2,6]0,[0,1][2,6]x p x x x ∈⎧⎪=∈⎨⎪∉⎩，且{}1/4P a ξ≥=，则a = 4.5 。
3、设随机变量X 服从参数为2的指数分布，则2()X E e -== 0.5 。
4、设随机变量X 与Y 分别服从正态分布(1,4)N 和(2,9)N ，且相互独立，如果有1{}2P X Y c -≥=，则c = 1- 。
东华理工大学概率论与数理统计练习册答案_61153 - 副本
第一章 概率论的基本概念一、选择题 1．答案：（B ） 2. 答案：（B ）解：AUB 表示A 与B 至少有一个发生,Ω-AB 表示A 与B 不能同时发生,因此(AUB)(Ω-AB)表示A 与B 恰有一个发生． 3．答案：（C ）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.7. 答案：（C ）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 ======-=-==-=--∑∑∏∏C9.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()1365r rP P A =-. 11.答案：（C ）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. 14.答案：（A ）解：由于事件A,B 是互不相容的，故()0P AB =，因此P(A|B)=()00()()P AB P B P B ==. 15.答案：（D ）解：用A 表示事件“密码最终能被译出”，由于只要至少有一人能译出密码，则密码最终能被译出，因此事件A 包含的情况有“恰有一人译出密码”，“恰有两人译出密码”，“恰有三人译出密码”，“四人都译出密码”，情况比较复杂，所以我们可以考虑A 的对立事件A “密码最终没能被译出”，事件A 只包含一种情况，即“四人都没有译出密码”，故111112()(1)(1)(1)(1)()543633P A P A =----=⇒=.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1.{（正，正，正），（正，正，反），（正，反，反），（反，反，反），（反，正，正），（反，反，正），（反，正，反），（正，反，正）}2.;ABC ABC ABC ABC ABC U U U 或AB BC AC U U 3．0.3，0.5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=0.7.5.0.3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 =-=-=U .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 ==-=-++---+=-+=U U U U . 8.1/4解：因为()()()()()()()()P A B C P A P B P C P AB P BC P AC P ABC =++---+U U 由题设22()()(),()()()(),()()()()P A P B P C P AC P A P C P A P AB P A P B P A ======，2()()()(),()0P BC P B P C P A P ABC ===，因此有293()3()16P A P A =-，解得 P （A ）=3/4或P （A ）=1/4，又题设P （A ）<1/2,故P （A ）=1/4. 9.1/6解：本题属抽签情况，每次抽到次品的概率相等，均为1/6，另外，用全概率公式也可求解.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。
华南理工大学概率论与数理统计考试试卷及答案
二、（12分）在某种牌赛中，5张牌为一组，其大小与出现的概率有关。
一付52张的牌（四种花色：黑桃、红心、方块、梅花各13张，即2-10、J=11、Q=12、K=13、A=14），求（1）同花顺（5张同一花色连续数字构成）的概率；（2）3张带一对（3张数字相同、2张数字相同构成）的概率；（3）3张带2散牌（3张数字相同、2张数字不同构成）的概率。
三、（10分）某安检系统检查时，非危险人物过安检被误认为是危险人物的概率是0.02；而危险人物又被误认为非危险人物的概率是0.05。
假设过关人中有96%是非危险人物。
问：（1）在被检查后认为是非危险人物而确实是非危险人物的概率？（2）如果要求对危险人物的检出率超过0.999概率，至少需安设多少道这样的检查关卡？四、（8分）随机变量X 服从),(2σμN ，求)0( >=a a Y X 的密度函数五、（12分）设随机变量X、Y的联合分布律为：已知E(X+Y)=0，求：(1)a，b；（2）X的概率分布函数；（3）E(XY)。
六、（10分）某学校北区食堂为提高服务质量，要先对就餐率p进行调查。
决定在某天中午，随机地对用过午餐的同学进行抽样调查。
设调查了n个同学，其中在北区食堂用过餐的学生数为m，若要求以大于95%的概率保证调查所得的就餐频率与p之间的误差上下在10% 以内，问n应取多大？七、（10分）设二维随机变量(X,Y)在区域：{}b y a x <<<<0,0上服从均匀分布。
（1）求(X,Y)的联合概率密度及边缘概率密度；（2）已知36,12==DY DX ，求参数a 、b ；（3）判断随机变量X 与Y 是否相互独立？八、（8分）证明：对连续型随机变量ξ，如果c E =3||ξ存在，则0>∀t ，3)|(|t ct P ≤>ξ。
九、（12分）设（X ，Y ）的密度函数为⎩⎨⎧<<<<=其他010,10,),(y x Axy y x f 求（1）常数A ；（2）P(X<0.4，Y<1.3)；（3）sY tX Ee +；（4）EX ，DX ，Cov(X ，Y)。
概率论第六章习题参考解答(高等第二版)
《概率论与数理统计》第六章习题exe6-1解：10()0x b f x b ⎧<<⎪=⎨⎪⎩其他01()()2bb E X xf x dx x dx b +∞-∞==⋅=⎰⎰ 令11μ=A ，即2b X =，解得b 的矩估计量为ˆ2b X = 2ˆ2(0.50.60.1 1.30.9 1.60.70.9 1.0) 1.6899bx ==++++++++= exe6-2解：202()()()3x E X xf x dx x dx θθθθ+∞-∞-==⋅=⎰⎰令11μ=A ，即,3θ=X 解得θ的矩估计量为ˆ3X θ= Exe6-3解：（1）由于12222()()()()(1)()E X mpE X D X E X mp p mp μμ==⎧⎨==+=-+⎩ 令 ⎩⎨⎧==.2211μμA A求解得221111p m p μμμμ⎧-=-⎪⎪⎨⎪=⎪⎩，p, m 的矩估计量为22211(1)ˆ11ˆˆA A n S pA nX X m p ⎧--=-=-⎪⎪⎨⎪=⎪⎩Exe6-4解：（1）()E X λ= 令11μ=A ，即,λ=X 解得λ的矩估计量为ˆX λ= {}),2,1,0(!===-x e x x X P xλλ{}),2,1,0(!===-i i xi x e x x X P iλλ似然函数11111(){}()!!niii x n nx n i ni i i ii eL P X x e x x λλλλλ=--===∑====∏∏∏11ln ()()ln ln(!)nni i i i L n x x λλλ===-+-∑∑1ln ()0nii x d L n d λλλ==-+=∑解得λ的最大似然估计值为 11ˆni i x x n λ===∑ （2）由（1）知1ˆ(6496101163710)7.210x λ==+++++++++= Exe6-5解：（1）似然函数1(1)111(){}(1)(1)ni i i nnx x ni i i L p P X x p p p p =--==∑===-=-∏∏∑-==-ni i nx np p 1)1(1ln ()ln (1)ln ni i L p n p x p ==+-⋅∑)1ln()(ln 1p n x p n ni i --+=∑=1(1)ln ()01ni i x d L p n dp p p =-=-=-∑01)(ln 1=---=∑=pn x p ndp p L d ni i 解得p 的最大似然估计值为 11ˆnii npxx===∑ （2）155ˆ5174926px ===++++ Exe6-6解：由2()2()x f x μσ--=（1）2σ已知，似然函数221()()2211()(,)ni i i x nx n nii i L f x eμμσσμμ=----==∑===∏2211ln ())()2nii L n x μμσ==---∑21ln ()1(22)02nii d L x d μμμσ==--=∑即11()0nniii i x n xμμ==-=-=∑∑解得μ的最大似然估计值 1ˆnii xx nμ===∑（2）μ已知，似然函数为212222)(222)(12122121),()(σμσμπσσπσσ∑⎪⎭⎫ ⎝⎛====----==∏∏ni i i x nx ni n i i e ex f L21222)(21)ln(2)2ln(2)(ln μσσπσ-∑---==n i ix n n L 0)()(212)(ln 2122222=-+-=∑=μσσσσni i x n L d d 解得∑=-=n i i x x n 122)(1ˆσ，故2σ的最大似然估计值为 .)(1ˆ122∑=-=n i i i x x n σ Exe6-7解：（1）矩估计量2220()()()(3)2xt x xt xx E X xf x dx x e dx e dx t e dt θθθθθθθθ=--+∞+∞+∞+∞--∞==⋅===Γ=⎰⎰⎰⎰令2X θ=，得ˆ/2X θ= 似然函数211()(,)ix n nii i i x L f x eθθθθ-====∏∏1111ln ()(ln 2ln )ln 2ln nnnii i i i i i x L x x n x θθθθθ====--=--∑∑∑ 令21ln ()210ni i d L n x d θθθθ==-+=∑解得θ的最大似然估计值为111ˆ22n ii x x n θ===∑ （2）2311()(,)2ixnni i i i x L f x e θθθθ-====∏∏331111ln ()[2ln ln(2)]2ln ln(2)nnnii i i i i i x L x x n x θθθθθ====--=--∑∑∑令2321ln ()1602nii d L n xd θθθθθ==-⋅-=∑013)(ln 1223=+⋅-=∑=ni ixn d L d θθθθθ解得θ的最大似然估计值为 111ˆ33ni i x x n θ===∑ （3） ),(~p m B X ，m 已知{}∏∏=-=-===ni x m x x m ni i i i ip p C x X P p L 11)1()(1111ln ()[ln ln ()ln(1)]ln ln ln(1)()i inx m i i i nnnx m i i i i i L p C x p m x p C p x p nm x =====++--=++--∑∑∑∑令 11ln ()01n ni ii i x nm x d L p dp p p==-=-=-∑∑即1111(1)1n nniiii i i x xxnmppp p p===+==---∑∑∑ 解得p 的最大似然估计值为 1ˆnii xxpmnm===∑ Exe6-8解：(1)似然函数为{}{}{})1(2)1(2121)(522θθθθθθθ-=⋅-⋅==⋅=⋅==X P X P X P L)1ln(ln 52ln )(ln θθθ-++=L 令 0115)(ln =--=θθθθL d d 解得θ的最大似然估计值为.65ˆ=θ Exe6-9解：2121222222)()(22)(12)(111212121),,(),,(),(σβαβασβασβασπσπσπβαβαβα∑∑⎪⎪⎭⎫⎝⎛=====+-+---+--=---===∏∏∏∏ni i n i i i i i i y x ny ni x ni n i i Y n i i X e eey f x f L))()((21ln 2)2ln(),(ln 21212βαβασσπβα+-∑+--∑---===ni i ni i y x n n L0))()((22),(ln 112=+-+--=∂∂∑∑==βαβασβααni i n i i y x L 0)()((22),(ln 112=+----=∂∂∑∑==βαβασβαβn i i n i i x x L 联立 解得,2ˆ,2ˆyx y x -=+=βα故βα,的最大似然估计量为 .2ˆ,2ˆYX Y X -=+=βαExe6-10解：（1）由1/2EX μθ==，得θ的矩估计量ˆ2X θ= ˆ()2()2()22E E X E X θθθ===⋅= 故θ的矩估计量ˆ2X θ=是θ的无偏估计量。
华东理工大学-概率论与数理统计-附参考答案
华东理工大学《概率论与数理统计》课程 期末考试试卷开课学院：理学院，专业：数学系 考试形式：闭 卷，所需时间120分钟考生姓名： 学号： 班级 任课教师一、填空题（每题4分，共计24分）1、设随机变量X 的分布函数为20,0(),011,1x F x Ax x x <⎧⎪=≤≤⎨>⎪⎩,则)211(<<-X P ＝ 0.5 ，2、设随机变量X 服从参数为λ的泊松分布，且(1)(2)1E x x --=，则λ＝ 13、用(,)X Y 的联合分布函数(,)F x y 表示概率(0)P Y a <≤＝(,)(,0)F a F +∞-+∞4、已知随机变量221122~(,),~(,),X N Y N μσμσ且相互独立，设随机变量Z X Y =+，则~Z 221212(,)N μμσσ++ 5、121,,,n X X X 为X 的样本，~(0,)X U θ，记11n i i X X n ==∑，则EX ＝ 2θ6、设总体X 服从正态分布2(0,2)N ，1215,,,X X X 是来自正态总体的简单随机样本，则随机变量221102211152()X X Y X X ++=++～(10,5)F二、选择题（每题3分，共计24分）1、设A 和B 是两个互斥事件，()0,()0P A P B >>，则下列结论正确的（ D ） （A ）()()P A B P A =； （B ）A 与B 不相容； （C ）()()()P AB P A P B =； （D ）()0P A B =2、已知随机事件,A B 为两相互独立的随机事件，()0.6P A B ⋃=，()0.4P A =，则()P B＝（ B ） （A ）21; （B ）31; （C ）41; （D ）513、已知5)2(=+ηξD ，1)2(=-ηξD ，则ξ与η的协方差=),(Cov ηξ （ D ）。
（A ）0.2; （B ）0.3; （C ）0.4; （D ）0.5 4、已知离散型随机变量ξ的概率分布为用切比雪夫不等式估计 ≥<-}5.1{ξξE P （ D ） 。
概率论与数理统计习题解答 华南理工大学出版社
第一章
1-7 已知10个电子管中有7个正品和3个次品，每次任意抽
取1个来测试，测试后不再放回去，直至把3个次品都找到为 止，求需要测试7次的概率。
解
p
C31P62 P74 P170
1 8
1-10 房间中有4个人，试问没有2个人的生日在同一个月
份的概率是多少?
解
p
P142 12 4
1-13 将3个球放置到4个盒子中去，求下列事件的概率:（1）
P( AC BC ) P( AC) P(BC ) P( ABC) P( A)P(C) P(B)P(C) P( A)P(B)P(C) P(C)[P( A) P(B) P( A)P(B)] P(C)P( A B) A B与C相互独立。
7、解：(1)
A={点数之和为偶数} B={点数之和等于8}
rA 18 B {(2,6) , (6,2) , (3,5) ，(5,3) ，(4,4)} P(B A) P( AB) P(B) 5 / 36 5
P( A) P( A) 18 / 36 18
8、解：设Ai={第i人破译出密码} i=1,2,3
100
100
0.9524
P(C) P(A1)P(A2)P(A3) 0.95243 0.8639
22、解： Ai={产品来自第i箱}
B={产品是合格品} C={产品经检验为合格品}
3
(1) P(B) P(B Ai )P( Ai ) i 1 20 1 12 1 17 1 20 5 3 12 4 3 17 5 3 0.775
P(C) P(C B)P(B) P(C B )P(B )
华南理工大学概率论与数理统计试卷及参考解答2
,考试作弊将带来严重后果！华南理工大学期末考试《概率论与数理统计》试卷(A )1. 考前请将密封线内填写清楚；允许使用计算器，所有答案请直接答在试卷上； ．考试形式：闭卷；(1.298)=0.9032, 错误!未找到引用源。
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10分）已知在10件相同的玩具中有2件次品，从中随机取出两件，求以下事件的概率：（1） 两件都是正品（2） 一件是正品，一件是次品解： (1)取出两件玩具的样本数是错误!未找到引用源。
两件都是正品的概率错误!未找到引用源。
5分 (2)一件正品一件次品的概率错误!未找到引用源。
10分12分）今有两口箱子，第一箱装有2个红球1个白球，第二箱装有3个红球2个白球。
现1） 求第一次取到红球的概率；2） 在第一次取到红球的条件下，求第二次取到红球的概率；解：记{}(){})2,1（箱取到第;2,1次取到红球第A ====j j B i i j i533018)(,32)(,21)()(211121=====B A p B A p B p B p 4分 3019)()()()()(2211111=+=B p B A p B p B A p A p 6分（2）6019)()()()(222112121=+=B p B A A p B A A p A A p 10分21)()()(12112==A p A A p A A p 12分10分）某工厂甲、乙、丙三车间生产同一种产品,产量分别占25%,35%,40%,废品率分5%,4%和2%.产品混在一起,求：（1） 总的废品率（2）抽检到废品时,这只废品是由甲车间生产的概率.解：设1A ={产品由甲厂生产}, 2A ={产品由乙厂生产}, 3A ={产品由丙厂生产},B ={产品是废品},由题意%40)(%,35)(%,25)(321===A P A P A P ； %5)|(1=A B P , %4)|(2=A B P , %2)|(3=A B P . 3分 由全概率公式,∑==⨯+⨯+⨯==310345.002.040.004.035.005.025.0)|()()(i i i A B P A P B P ,5分从而由贝叶斯公式,36.00345.005.025.0)()|()()()()|(1111=⨯===B P A B P A P B P B A P B A P . 10分四（12分）设考生的外语成绩（百分制）X 服从正态分布，平均成绩（即参数μ之值）为72分，96分以上的人占考生总数的2.3%，今任取100个考生的成绩，以Y 表示成绩在60分至84分之间的人数，求（1）Y 的分布列.（2）EY 和DY.解：)1( Y ～B （100，p ），其中p=-72-84）8460(⎪⎪⎭⎫⎝⎛Φ=≤<σX P 1-12272-60⎪⎪⎭⎫⎝⎛Φ=⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛Φσσ由0.023=)24(172961)96(σσΦ-=⎪⎪⎭⎫⎝⎛-Φ-=>X p 4分 得112，故224即,997.024===⎪⎪⎭⎫⎝⎛Φσσσ 5分 所以6826.01-）1(2=Φ=p 6分 故Y 的分布列为kk k C k Y p -==100100)3174.0()6826.0()( 8分（2）,26.686826.0100=⨯=EY 6657.213174.026.68=⨯=DY 12分五(12分)设ξ,η是两个随机变量，其联合概率密度为求：（1）求ξ,η边缘密度函数；错误!未找到引用源。
华东理工大学概率论答案
华东理工大学概率论答案【篇一：华东理工大学概率论答案-15,16】选择题：1. 设随机变量?密度函数为p(x)，则??3??1的密度函数p?(y)为（ a ）。
1y?1y?11y?1) b、3p() c、p(3(y?1)) d、3p() a、p(333332. 设随机变量?和?相互独立，其分布函数分别为f?(x) 与f?(y)，则 ?＝max(?,?) 的分布函数f?(z) 等于（ b ） a．max{f?(z),f?(z)}b. f?(z)f?(z)1c．[f?(z)?f?(z)] d. f?(z)?f?(z)?f?(z)f?(z)2二. 填空：已知?～n(0,1),??? 三. 计算题, 则?的概率密度为??(y)?3y22?e?y62。
1. 已知随机变量?~u[0,2]，求???2的概率密度。
?p{?y???解: f?(y)?p{??y}??0?2y}y?0?f?(y)?f?(?y)??y?0?0y?0y?0?1p(y)?p?(?y)?故p?(y)??2y??0????1y?0?＝?4yy?0??00?y?4其他2. 设随机变量x求y?sin(?2x)的概率分布。
x?4k?1x?2k k?1,2,? x?4k?3??1x??解：由于sin()??02?1?故随机变量y的可能取值为：-1，0，1。
随机变量y的p{y??1}??p{x?4k?1}?? k?1k?1??124k?1?112??； 8115?124p{y?0}??p{x?2k}??k?1?1111???； 2k143k?12?122??p{y?1}??p{x?4k?3}??k?1k?1?124k?3?118??， 2115于是随机变量y的分布律为：3．设?~u(0,1) ，求? =?解：对应于? =?ln?ln?的分布。
lnx，y?x?e(lnx)2?f(x) ，由于f(x)?e(lnx)21?2lnx? 。
xlny当x?(0,1)时，??1x?f(y)?ef(x)?0 ，lny?1?e??1??(y)=??(x)|x?f?1(y)|(f(y))|??2ylny?0?其中当y?(??,1]时，,y?(1,??),.其它y??(y)=0是由x?(0,1)时y?(1,??) 而导出的。
概率论与数理统计期末试卷及答案(最新6)
华南理工大学期末试卷《概率论与数理统计》试卷A 卷注意事项：1.考前请将密封线内各项信息填写清楚；2.解答就答在试卷上；3.考试形式：闭卷；4.本试卷共八大题，满分100分，考试时间120分钟。
注：标准正态分布的分布函数值Φ（2.33）=0.9901；Φ（2.48）=0.9934；Φ（1.67）=0.9525一、选择题（每题3分，共18分）1.设A 、B 均为非零概率事件，且A ⊂B 成立，则 （ ） A. P(A ⋃B)=P(A)+P(B) B. P(AB)=P(A)P(B) C. P(A ︱B)=)()(B P A P D. P(A-B)=P(A)-P(B)2. 掷三枚均匀硬币，若A={两个正面，一个反面}，则有P(A)= ( ) A.1/2 B.1/4 C.3/8 D.1/83. 对于任意两个随机变量ξ和η，若E(ξη)=E ξE η,则有（ ） A. D(ξη)=D ξD η B. D(ξ+η)=D ξ+D ηC. ξ和η独立D. ξ和η不独立 4. 设P(x)=⎩⎨⎧∉∈],0[,0],0[,sin 2ππA x A x x 。
若P(x)是某随机变量的密度函数，则常数A= （ ）A.1/2B.1/3C.1D.3/25. 若ξ1，ξ2，…，ξ6相互独立，分布都服从N(u, 2σ),则Z=∑=-6122)(1i iu ξσ的密度函数最可能是 （ ）A. f(z)=⎪⎩⎪⎨⎧≤>0,00,1612/2z z e z z B. f(z)=+∞<<-∞z e z ,12112/2π C. f(z)=+∞<<-∞-z e z,12112/2πD. f(z)= ⎪⎩⎪⎨⎧≤>-0,00,1612/2z z e z z6.设（ξ，η）服从二维正态分布，则下列说法中错误的是 （ ） A.（ξ，η）的边际分布仍然是正态分布B.由（ξ，η）的边际分布可完全确定（ξ，η）的联合分布C. （ξ，η）为二维连续性随机变量D. ξ与η相互独立的充要条件为ξ与η的相关系数为0二、填空题（每空3分，共27分）1. 设随机变量X 服从普阿松分布，且P(X=3)=234-e ，则EX= 。
大学专业试卷华南理工大学 理工科专业 《概率论与数理统计》试卷及参考解答
件次品,乙箱中仅装有3件合格品.从甲箱中任取3件产品放入乙箱后,求: (1)乙箱中次品件数X 的数学期望; (2)从乙箱中任取一件产品是次品的概率.解 (1)X 的可能值为0,1,2,3,所以X 的概率分布为()()333360,1,2,3k kC C P X k k C -=== 即 X 0 1 2 3P120 920 920 120因此199130123202020202EX =⨯+⨯+⨯+⨯= (2)设A ={从乙箱中任取一件产品是次品},根据全概率公式有(){}{}30191921310202062062064k P A P X k P A X k =====⨯+⨯+⨯+⨯=∑三、（12）某保险公司对一种电视机进行保险，现有9000个用户，各购得此种电视机一台，在保险期内，这种电视机的损坏率为0.001，参加保险的客户每户交付保险费5元，电视机损坏时可向保险公司领取2000元，求保险公司在投保期内:（１）亏本的概率；（２）获利不少于10000元的概率。
解 101,2,,9000i i i i ξ⎧⎨⎩=第台电视机坏设＝第台电视机正常9000900011{1}0.001{0}0.9990.0010.00099999i i i i iii i P P E D E D ξξξξξξ=========≈∑∑保险公司亏，则电视机坏的台数: >9000*5/2000=22.5900090009000122.51(4.5)0i i i i E P P ξξξ=⎧⎫⎛⎫⎪⎪- ⎪⎧⎫>=>=-Φ≈⎨⎬⎩⎭⎪⎭∑∑∑ 保险公司获利不少于10000元，则电视机坏的台数:<(9000*5-10000)/2000=17.5900090009000117.5(2.83)(3)(2)(2)(2.832)0.97720.021450.830.99532i i i i E P P ξξξ=⎧⎫⎛⎫⎪⎪- ⎪⎧⎫<=<=Φ⎨⎬⎩⎭⎪⎭Φ-Φ=Φ+-=+⨯=-∑∑∑四、（15分)设二维随机变量(),X Y 的概率分布为 YX -1 0 1-1 a 0 0.2 0 0.1 b 0.21 0 0.1 c其中a 、b 、c 为常数，且X 的数学期望0.2EX =- ,{}000.5P Y X ≤≤= ,记Z X Y =+.求: (1) a 、b 、c 的值; (2)Z 的概率分布律; (3){}P X Z =.解 (1)由概率分布的性质可知, 0.61a b c +++=,即0.4a b c ++=. 由0.2EX =-,可得0.1a c -+=-.再由{}{}{}0,00.1000.500.5P X Y a b P Y X P X a b ≤≤++≤≤===≤++,解得0.3a b +=.解以上关于a 、b 、c 的三个方程可得, 0.2,0.1,0.1a b c ===. (2)Z 的所有可能取值为-2,-1,0,1,2.则{}{}21,10.2P Z P X Y =-==-=-={}{}{}11,00,10.1P Z P X Y P X Y =-==-=+==-={}{}{}{}01,11,10,00.3P Z P X Y P X Y P X Y ===-=+==-+==={}{}{}11,00,10.3P Z P X Y P X Y ====+=== {}{}21,10.1P Z P X Y =====所以Z 的概率分布为Z -2 -1 0 1 2 P 0.2 0.1 0.3 0.3 0.1(3) {}{}000.10.10.10.2P X Z P Y b ====++=+=.五、(15分)设随机变量X 的概率密度为()110210 2 40 X x f x x ⎧-<<⎪⎪⎪=≤<⎨⎪⎪⎪⎩当当其他令2Y X =,(),F x y 为二维随机变量(),X Y 的分布函数.求:(1)Y 的密度函数()Y f y ; (2) ()cov ,X Y ; (3) 1,42F ⎛⎫- ⎪⎝⎭.解 (1)Y 的分布函数为(){}{}2Y F y P Y y P X y =≤=≤当0y ≤时, ()()0,0Y Y F y f y ==. 当01y <<时,(){{}{00Y F y P X P X P X =≤≤=≤<+≤≤=()Y f y =当14y ≤<时,(){}{11002Y F y P X P X =-≤<+≤≤=()Y f y =当4y ≥时,()()1,0Y Y F y f y ==. 所以Y 的概率密度为()01140 Y y f y y <<⎪=≤<⎪⎩当当其他(2) ()0210111244X EX xf x dx xdx xdx +∞-∞-==+=⎰⎰⎰()022211546X EY EX x f x dx x dx +∞-∞-====⎰⎰()023********248X EXY EX x f x dx x dx x dx +∞-∞-===+=⎰⎰⎰故 ()2cov ,3X Y EXY EX EY =-⋅=(3) 2111,4,4,4222F P X Y P X X ⎛⎫⎧⎫⎧⎫=≤-≤=≤-≤⎨⎬⎨⎬ ⎪⎝⎭⎩⎭⎩⎭1111,22212224P X X P X P X ⎧⎫⎧⎫⎧⎫=≤-≤≤=-≤≤-=-≤≤-=⎨⎬⎨⎬⎨⎬⎩⎭⎩⎭⎩⎭六、（2学分） (10分) 设随机变量X 与Y 独立,其中X 的概率分布为12~0.30.7X ⎛⎫ ⎪⎝⎭而Y 的概率密度为()f y ,求随机变量U X Y =+的概率密度()g u .解 设()F y 是Y 的分布函数,则由全概率公式可知,U X Y =+的分布函数为(){}G u P X Y u =+≤{}{}0.310.72P X Y u X P X Y u X =+≤=++≤={}{}0.3110.722P Y u X P Y u X =≤-=+≤-=由于X 与Y 独立,得(){}{}()()0.310.720.310.72G u P Y u P Y u F u F u =≤-+≤-=-+-因此,U 的概率密度为()()()()()()0.310.720.310.72g u G u F u F u f u f u '''===-+-=-+-七、（2学分）（10分）已知男子中有5%是色盲患者，女子中有0.25%是色盲患者，若从男女人数相等的人群中随机地挑选一人，恰好是色盲患者，问此人是男性的概率是多少？解 设A {{抽到一名男性}；B {{抽到一名女性}；C {{抽到一名色盲患者}，由全概率公式得11()(|)()(|)()5%0.25% 2.625%22P C P C A P A P C B P B =+=⨯+⨯=1()()(|)5% 2.5%2P AC P A P C A ==⨯=由贝叶斯公式得()20(|)()21P AC P A C P C ==八、（2学分）(16分)（1）设()12,,, 2n X X X n ≥为独立同分布的随机变量，且均服从()0,1N ，记X =121n i i X n -=∑，() 1,2,,i i Y X X i n =-=. 求:{}10n P Y Y +≤.（2）袋中有a 只红球，b 只白球，c 只黑球。
华理概率论06-6-B-试卷答案
华东理工大学2005–2006学年第二学期《概率论与数理统计》课程期末考试试卷 B 2006.06开课学院： 理学院 ，专业：大面积 ，考试形式：闭卷 ， 所需时间：120分钟 考生： 学号： 班级 任课教师一、 填空题（每题5分，共20分）（1）设 P ( A ) = 0.5 , P ( A B ) = 0.75 , a ） 若A 与B 独立，则 P(B) ＝ 0.5 ；b). 若A 与B 不相容 ，则 P(B) ＝ 0.25 。
（2）设n X X X ,,21为总体2~(,)N ξμσ的样本，2111,()nnii i i X X X U n μσ==-==∑∑， 则它们分别服从 2(,)N n μσ 和 2()n χ 分布。
（3）设随机变量,ξη相互独立，且4D D ξη=。
记23,23X Y ξηξη=+=-，则{()()(E XY EX EY -＝ 725 。
（4） 设随机变量ξ的密度函数为：01(),120ax x p x b x x ≤<⎧⎪=-≤≤⎨⎪⎩，其它 且 1E ξ=，则： ,a b的值分别等于： 1 和 2 。
二、 选择题（每题5分，共20分）（1） 设A,B 是任意两个概率不是零的不相容事件，则下列结论中肯定正确的是（ D ）。
（A ）A 与B 互不相容； （B ）A 与B 相容； （C ）P(AB) = P(A) P(B)； （D ）()()P A B P A -=。
（2）设随机变量,ξη相互独立，且3, 2.1E D ξξ==；4, 2.4E D ηη==，则2(2)E ξη-=（ A ）。
（A ）14.8 ； （B ） 4 ；（C ）12.4 ； （D ）其它 。
（3）设随机变量X ，Y 相互独立，服从相同的两点分布：111212-⎡⎤⎢⎥⎣⎦，则下列结论中肯定正确的是（ C ）：（A ）X=Y ； （B ）P(X=Y) = 0 ； （C ）P(X=Y) = 12； （D ）P(X=Y) = 1 。
华南理工大学概率论试卷4(含答案)
.
( B ) 2 F ( 2004 ) 1 ；
( D) 2[1 F ( 2004 )] .
2.
设二维随机变量 ( X , Y ) 服从 G 上的均匀分布， G 的区域由曲线 y x 2 与 y x 所围， .
1 96.04 4
故
n > [ 96.4 ]+1 = 97 人 .
x| 1 2 | x e dx 2 2 ， 2
5. 解：
E( X 2 )
矩估计量 极大似然估计量 6．解：
1 n 2 Xi ； 2n i 1
1 n | Xi | . n i 1
五. 证明题 （6 分） 设 A , B , C 是不能同时发生但两两独立的随机事件，且 P ( A ) P ( B ) P (C ) ， 证明 可取的最大值为 1/2. [ 附 正态分布、 t 分布、 2 分布数值表 ]
(1 .285 ) 0 .9, (1 .645 ) 0 .95 , (1 .96 ) 0 .975 , ( 2 .33 ) 0 .99
t 0.025 (5) 2.5706, t 0.025 (6) 2.4469, t 0.05 (5) 2.0150, t 0.05 (6) 1.9432
2 2 2 2 0.05 (5) 11.071, 0.05 (6) 12.592, 0.025 (5) 12.833, 0.025 (6) 14.449
解法二 设事件 B {两个中至少有一个是新球}， A {两个都是新球}，则 A B ，
华理概率论习题6答案
华东理工大学概率论与数理统讣作业簿(第六册)学院 _______________ 专业 _______________班级________________学号 _______________ 姓名 _______________任课教师____________第十六次作业计算题：1 一批产品的不合格率为0.02,现从中任取40只进行检查，若发现两只或两 只以上不合格品就拒收这批产品，分别用以下方法拒收的概率：(1)用二项 分别作精确计算；(2)用泊松分布作近似计算。
解:设不合格得产品数为(1) >2) = 1-P(g = 0)-P(g = 1) = 1 -(O.98)40-4(0.02)(0.98)39 «0.1905.⑵利用二项分布列的泊松定理近似，得2 = ^,=40x0.02 = 0.8,> 2)«1 -严-0.W "1912.2作加法时，对每个加数四舍五入取整，各个加数的取整误差可以认为是相互 独立的，都服从(-0.5,0.5)上的均匀分布。
现在有1200个数相加，问取整误差总 和的绝对值超过12的概率是多少？解 设各个加数的取整误差为$ (心1,2,…,1200 )。
因为§〜(,=12・・・,1200)。
设取整误差的总和为帀=土刍，因为77=1200数值很大，由定理知，这时近. — 0.5 + 0.5 t/(-0.5,0.5),所以 p = E& = --------------------------- = 0(0.5 + 0.5)2 12 1 12似有〃 =£勺〜r-1 其中，/?// = 1200x0 = 0 ,na 2 = 1200x 丄= 100 o 12所以，取整误差总和的绝对值超过12的概率为卩{| 〃| > 12 } = 1 — P{-12<;/<12}^1-①(12工\ _ ①(二］二《)ylna 2 yjna-2=1-①(皇2)_①(二二。
华南理工大学概率论和数理统计课后答案
1-9 设 A ={拨号不超过 3 次就能接通电话}，则
P ( A) =
1 9 1 9 8 1 + × + × × = 0.3 10 10 9 10 9 8
设 B ={若记得最后一位是奇数时， 拨号不超过 3 次就能接通电话}， 则
P( B) =
1 4 1 4 3 1 + × + × × = 0.6 5 5 4 5 4 3
三个数字不含 1 或 5， 即每次只能在 2、 3、 4 中进行抽取， 共有 33 = 27 种取法，故 P ( A) =
27 = 0.216 ； 125
1 C32C4 = 12
三个数字 5 出现两次，即有
P (C ) =
12 = 0.096 125
种取法，故
.
1-12 设 A ={指定的 3 本书恰好放在一起 }，10 本书的排列方法共有 10！种，而指定的 3 本书的排列方法有 3！种，剩下的 7 本书与指定 的 3 本书这一整体的排列有 8！种，故
所以
P( A1 A2 A3 ) = P( A1 ) P( A2 | A1 ) P( A3 | A1 A2 )
=
1 1 1 Cb Cb Ca +c 1 1 1 Ca + b Ca + b + c Ca + b + 2 c
=
b b+c a a + b a + b + c a + b + 2c
2-11
设 A ={这批货获得通过}， B ={样本中恰有一台次品}， A ={这批空调设备退
1-15 （1） P ( A) =
； （2） P( B) =
1 1 C22 1 C2 C 8 1-16 （1） P( A) = 2 = ； （2） P( A) = 2 4 = . C6 15 C6 15
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华东理工大学2005–2006学年第二学期《概率论与数理统计》课程期末考试试卷 B 2006.06开课学院： 理学院 ，专业：大面积 ，考试形式：闭卷 ， 所需时间：120分钟 考生姓名： 学号： 班级 任课教师一、 填空题（每题5分，共20分）（1）设 P ( A ) = 0.5 , P ( A B ) = 0.75 ,a ） 若A 与B 独立，则 P(B) ＝ 0.5 ；b). 若A 与B 不相容 ，则 P(B) ＝ 0.25 。
（2）设n X X X ,,21为总体2~(,)N ξμσ的样本，2111,()nnii i i X X X U n μσ==-==∑∑， 则它们分别服从 2(,)N n μσ 和 2()n χ 分布。
（3）设随机变量,ξη相互独立，且4D D ξη=。
记23,23X Y ξηξη=+=-，则{()()(E XY EX EY -＝ 725 。
（4） 设随机变量ξ的密度函数为：01(),120ax x p x b x x ≤<⎧⎪=-≤≤⎨⎪⎩，其它 且 1E ξ=，则： ,a b的值分别等于： 1 和 2 。
二、 选择题（每题5分，共20分）（1） 设A,B 是任意两个概率不是零的不相容事件，则下列结论中肯定正确的是（ D ）。
（A ）A 与B 互不相容； （B ）A 与B 相容； （C ）P(AB) = P(A) P(B)； （D ）()()P A B P A -=。
（2）设随机变量,ξη相互独立，且3, 2.1E D ξξ==；4, 2.4E D ηη==，则2(2)E ξη-=（ A ）。
（A ）14.8 ； （B ） 4 ；（C ）12.4 ； （D ）其它 。
（3）设随机变量X ，Y 相互独立，服从相同的两点分布：111212-⎡⎤⎢⎥⎣⎦，则下列结论中肯定正确的是（ C ）：（A ）X=Y ； （B ）P(X=Y) = 0 ； （C ）P(X=Y) = 12； （D ）P(X=Y) = 1 。
（4）设(,)X Y 服从二维正态分布，则随机变量,U X Y V X Y =+=-独立的充要条件为（ B ）：（A ）EX EY =； （B ）2222()()EX EX EY EY -=-； （C ）22EX EY =； （D ）2222()()EX EX EY EY +=+。
三、（共10分）袋中有5个白球，3个红球，甲先从袋中随机取出一球后，乙再从中随机取出一球。
（1）试求“乙取出的是白球”的概率； （2）若已知“乙取出的是白球”，计算“甲取到红球”的条件概率。
解：（1）设A ＝{ 甲取出的是白球 }；B ＝{ 乙取出的是白球 }；则B AB AB =+，由全概率公式（或抓阄模型），()()()()()P B P A P B A P A P B A =+＝5435587878⨯+⨯=。
（5分）（2） 利用贝叶斯公式，得35()()()387()5()()78P A P B A P AB P A B P B P B ⨯====。
（5分）四、（共12分）一个复杂系统由100个相互独立的元件组成，在系统运行过程中每个元件损坏的概率是0.10。
又知为使系统正常运行，至少必需有85个元件工作。
试用中心极限定理近似计算：（1）系统的可靠度（即正常运行的概率），（2）若上述系统改由 n 个相互独立元件组成，而且又要求至少 80 ％ 元件工作才能使整个系统正常运行，问 n 至少为多大时，才能保证系统的可靠度不低于 0.95 ？（ (1.667)0.952,(1.6449)0.95Φ=Φ= ）解：设1nn i i X ξ==∑，（根据第i 个元件是否工作，对应的i X 分别取 1 或 0）。
显然(,)nB n p ξ，其中10.100.90p =-= 。
由二项分布中心极限定理，(,)(0.9,0.09)n N np npq N n n ξ≈= 。
（4分）（1）此时100n =，系统可靠度为：100100(85)1(85)1P P P ξξ≥=-<=-<＝1(53)(50.952-Φ-=Φ=。
（4分） （2）由于(0.8)1(n P n P ξ≥=≥=-Φ=Φ所以从)0.953Φ≥，得到 1.64493≥，即24.3525n ≥≈。
（4分）五、（共8分）设随机变量 ,ξη的有关数字特征分别为：22,2,4,E D E ξξη===23,12D ξηηρ==，试求：22(323)E ξξηη-+-。
解：22(323)E ξξηη-+-＝223(())2((())3D E E E D E ξηξξξηρηη+-⨯+++-＝24 。
六、（共10分）设22(,),1,4,N ξμσμσ==令随机变量 e ξη=，试求：（1）η 的密度函数 ()p y η ； （2）η 的数学期望E η 。
解： （1）由于()x y f x e ==为单调增加函数，其反函数1()ln x f x y -==，故当0y <时，()0p y η= ；（1分）当0y ≥时，222(ln )(ln 1)()28y y p y ημσ⎧⎫⎧⎫--=-=-⎨⎬⎨⎬⎩⎭⎩⎭，（4分） （2）222()322x xE Ee e dx ee μσμξση--+∞+-∞====⎰。
（5分）七、（共10分）某种产品在处理前与处理后分别抽样，分析其“含脂率”如下：处理前 i x ：0.19 ，0.18 ，0.21 ，0.30 ，0.41 ，0.12 ，0.27 ； 处理后 j y ：0.15 ，0.13 ，0.07 ，0.24 ，0.19 ，0.06 ，0.08 ，0.12 。
假定处理前后的含脂率都服从正态分布，其标准差不变。
取显著性水平 α＝0.05后，经过Excel 软件计算得到下面的输出表格（其中变量 1 代表处理前的含脂率 ；变量 2 代表处理后的含脂率）。
问： （1） 表格中数字的含义，（2）检验它们的均值是否相等（α＝0.05）？t-检验: 双样本等方差假设变量 1变量 2平均0.240.13方差0.0091333330.003885714观测值78合并方差0.006307692假设平均差0df13t Stat2.67612145P(T<=t) 单尾0.00952052t 单尾临界 1.770931704P(T<=t) 双尾0.01904104t 双尾临界2.16036824解： （1）”t Stat” = T 统计量的（观察）测试值，“P(T<=t) 双尾”＝ 双侧检验时的 P －值，“t 双尾临界”＝ 双侧检验时的临界值，其它省略。
（5分） （2）设它们的期望分别为：12,μμ，令 012112:,:H H μμμμ=≠ , 采用双侧T检验。
由于从表格可以看出，此时的P-值＝0.0190 < 0.05 ＝ α，这说明T 统计量的（观察）测试值落入拒绝区域，从而拒绝原假设，即认为处理前后的均值不相等。
（5分） 八、（共10分）设总体(,)U a b ξ，随机抽样得到样本观察值：12,,......,n x x x ，今分别用 1in(,......,)n m x x α= ，1ax(,......,)n m x x β= 作为,a b 的估计值。
（1）试分别写出,αβ的分布函数，（4分） （2）问它们是否分别为,a b 的无偏估计；（4分）（3）如果不是无偏估计，问应该如何把,αβ进行线性组合，使之成为,a b 的无偏估计。
（2分）解：（1）由于(,)U a b ξ，对应的分布函数为：0()()(),1x a F x x a b a a x b b x ξ<⎧⎪=--≤<⎨⎪≤⎩，所以,αβ的分布函数分别为：0()1(1())1(),1n n x a b x F x F x a x b b a b x αξ⎧<⎪-⎪=--=-≤<⎨-⎪≤⎪⎩，（2分） 0()(())(),1n n x a x aF x F x a x b b a b xβξ⎧<⎪-⎪==≤<⎨-⎪≤⎪⎩。
（2分） （2）对应的数学期望分别为：1()()()()1n b bn n naab x nna bE xn dx b b x dx b a b a n α--+==--=--+⎰⎰，（2分） 1()()()1bbn n naan x a n a nbE x dx a x a dx b a b a b a n β--+==+-=---+⎰⎰。
（2分） 所以它们都不是无偏估计。
（3） 令它们的线性组合分别为：,A B C D ααββαβ=+=+ 。
为使E a α=，必须有方程：10An B n A nb +=+⎧⎨+=⎩ ，从中解出：111n A n B n ⎧=⎪⎪-⎨⎪=-⎪-⎩，所以 1n n αβα-=-，类似可得： 1n n βαβ-=- 。
（2分）。