湖北工业大学 概率论与数理统计

合集下载

哈工大著名老师田波平课件4——概率论与数理统计-刘星斯维提整理

哈工大著名老师田波平课件4——概率论与数理统计-刘星斯维提整理

F ( x, y) = P ( X ≤ x,Y ≤ y)
称为二维rv,(X,Y)的分布函数,或称 为X和Y的联合分布函数. 二维rv(X,Y)的分布函数F(X,Y)几 何解释:
6
(X,Y)——随机点之坐标,
x, y ∈ R ,F(x,y)——表示随机点 (X,Y)落在以点(x,y)为顶点的左下
F ( x, y ) = ∫∞ ∫∞ P(u , v )dudv
x y
则称(X,Y)为二维连续型rv,并称P(x,y) 为 二维rv(X,Y)的pdf或称为X和Y的联合pdf.
33
物理解释:设pdf(x,y)为质量面密度,则 F(x,y)相对于以P(x,y)为质量密度分布在 (∞, x] × (∞, y ] 中物质总质量. 由定义知,若 P( x, y )在点(x0,y0)处连续, 则有: 2 F (x , y ) ( x 0 , y 0 ) = P (x 0 , y 0 ) xy
… … …


Pi … 1
17
Pj P1 P2 … Pj


Definiton2 设(X,Y)为二维离散型rv,所有可能 取值为(xi,yj)
P = P(X = xi ,Y = y j ) ij
i,j=1,2… 令 (I) i, j =1,2,
则称(I)为rv(X,Y)的分布列,或称为X与Y的 联合分布列. 二维离散型rv分布列具有: (1) (2)
i =1
1
r
表示Ai出现次数,它们都是E0产生的rv;
例 2. X = ( X 1 , X n ) 表示对某物理量的 用 n 次随机测量的结果,则( X 1 , X n ) 是同 一 E 产生的 n 个 rv. 例3.掷一对均匀称骰子一次E,X,Y分

思政元素融入概率论与数理统计的教学模式探索

思政元素融入概率论与数理统计的教学模式探索

思政元素融入概率论与数理统计的教学模式探索发布时间:2023-03-24T05:47:56.152Z 来源:《教育学文摘》2023年1期10月作者:徐循[导读] 本文提出在概率论与数理统计课程中挖掘、践行思政元素的方式,包括实现人才培徐循湖北工业大学工程技术学院【摘要】本文提出在概率论与数理统计课程中挖掘、践行思政元素的方式,包括实现人才培养价值的多向度;提高作为教师的育德意识和育德能力;建立思政元素的案例库等。

并结合多种以学生为主体的教学方法,实现育人和育才的双向目标。

【关键词】概率论与数理统计;课程思政;混合式;育人【基金项目】湖北工业大学工程技术学院院级教科研项目(《概率论与数理统计》课程线上线下混合式教学中思政元素的挖掘与践行X2021025)一、课程思政的理论基础和研究现状课程思政是以构建全员、全程、全课程育人格局的形式,将各类课程与思想政治理论课同向同行,形成协同效应,把立德树人作为教育的根本任务的一个综合教育理念。

新时代中国特色社会主义教育思想秉承了马克思主义思想,是以学生为中心,坚持立德树人,重视社会主义核心价值观的培养。

课程思政作为教育理念上的创新,从理论上是源于新时代的教育思想。

继习近平总书记2016年全国高校思想政治工作会议上强调“要把做人做事的道理、把社会主义核心价值观的要求、把实现民族复兴的理想和责任融入各类课程教学之中,使各类课程与思想政治理论课同行同向,形成协同效应”后,2017年2月,中共中央、国务院印发了《关于加强和改进新形势下高校思想政治工作的意见》,明确“把思想价值引领贯穿教育教学全过程和各环节,形成教书育人、科研育人、实践育人、管理育人、服务育人、文化育人、组织育人长效机制”。

教育部于2017年底出台了《高校思想政治工作质量提升工程实施纲要》,明确“充分挖掘育人要素,完善育人机制,优化评价激励,强化实施保障,切实构建十大育人体系,课程育人处于十大育人体系的首位”。

高等教育出版社,袁德美主编的概率论与数理统计习题二的答案

高等教育出版社,袁德美主编的概率论与数理统计习题二的答案

求(1)a的值;(2)X的分布函数F(x);(3)P(0.2<X<1.2) 解 (1)由规范性得1

f ( x)dx

1
0
xdx (a x)dx
1
2
a2
2.21 设 X
0 x 1 x , f ( x) 2 x , 1 x 2 0, 其他
D { X 0}
显然A C , A D , B
D , Cຫໍສະໝຸດ D ,∴A与C互不相容;A与D互不相容;B与D互不相容;C与 D互不相容
B
D ,
∴B与D是对立事件.
2.2 指出下列函数是否是分布函数?
x0 0, (1)F1 ( x ) 0.5 , 0 x 1 1, x1

1 0 F1 ( x) 1
°
2 对x1 x2 , 都有F1 ( x1 ) F1 ( x2 )
°
00 3 F1 () lim F1 ( x ) xlim
° x
F1 () lim F1 ( x ) lim 1 1
x x
2.2 指出下列函数是否是分布函数?
P( X 18)
C 0.8 0.2 C 0.8 0.2 C 0.8
18 20 18 2 19 20 19 20 20
20
0.206
2.13设X服从泊松分布,且已知P(X=1)=P(X=2),求P(X=2), 解 设X~P(λ)
x 1
F1 ( x)处处右连续. F1 ( x)是分布函数.
2.2 指出下列函数是否是分布函数?
x0 0 , 0.2 , 0 x 1 (2)F2 ( x ) 1 x 2 0.3 , x2 1

《概率论与数理统计》教学大纲

《概率论与数理统计》教学大纲

《概率论与数理统计》教学大纲课程编号:SC2113010课程名称:概率论与数理统计英文名称:Probability and Statistics 学时:46 学分:3课程类型:必修课程性质:公共基础课先修课程:高等数学、线性代数开课学期:第3学期适用专业:工、理(物理,化学)、经管类各专业开课院系:全校各院系(人文学院及数学系除外)一、课程的教学目标概率论与数理统计是研究随机现象统计规律性及对这种客观规律性的观察组织和科学估计与判断的一门数学分支学科。

由于该学科理论严谨,应用广泛,因而已成为现代工程技术与社会经济管理人员必须掌握的一种技术工具及我校理、工、经、管各专业的公共基础课。

通过本课程的学习,要使学生掌握概率统计的基本概念,必要的基础理论,分析思想和常用的计算方法,从而为后继课程的学习和今后从事相关科研活动奠定基础。

二、课程的需求与任务本课程的需求与任务为:(a)为理、工、经、管各专业的后继专业基础课和专业课(如随机过程、随机运筹学、统计信号处理、随机信号分析、统计模式识别、雷达系统仿真与性能评估、统计物理、计量经济学等)提供概念、理论基础和应用方法支持;(b)为今后从事的各种随机动态系统(如通信系统、雷达系统、计算机控制系统等)的规划论证、系统分析、设计、仿真、决策与控制研究提供数学思想和数学方法支持。

三、课程内容及基本要求(一)概率论的基本概念(6学时)内容:随机试验、样本空间与随机事件;频率与概率;古典概型与几何概型;条件概率与独立性。

基本要求:(1)理解样本空间,随机事件的概念,掌握事件的关系与运算。

能熟练运用事件的和,积,差运算表示未知的事件。

(2)了解概率的公理化体系及概率论的发展历史,掌握概率的基本性质。

熟练掌握概率的加法公式。

会计算古典概型和几何概型问题的概率。

(3)了解条件概率的概念,熟练掌握概率的乘法公式、全概率公式和Bayes 公式。

(4)了解事件独立性的概念,掌握用事件独立性进行概率计算。

014-湖北工业大学-16-郑列-大数据背景下地方高校统计学专业应用型人才培养的改革与实践

014-湖北工业大学-16-郑列-大数据背景下地方高校统计学专业应用型人才培养的改革与实践

第八届湖北省高等学校教学成果奖申请简表推荐学校(盖章):湖北工业大学成果科类:理学申报等次:二等奖成果名称:大数据背景下地方高校统计学专业应用型人才培养的改革与实践完成单位:湖北工业大学成果主要完成人:郑列、蔡光兴、罗幼喜、商豪、胡二琴、黄毅、李家雄、李刚近三年年均教学姓名专业技术职称所在单位在该成果中承担的工作工作量郑列教授湖北工业大学280学时主持蔡光兴教授湖北工业大学128学时组织实施罗幼喜副教授湖北工业大学320学时组织实施商豪讲师湖北工业大学360学时协调实施胡二琴讲师湖北工业大学360学时协调实施黄毅副教授湖北工业大学320学时骨干李家雄副教授湖北工业大学320学时骨干李刚副教授湖北工业大学320学时骨干一、成果主要创新点(400字以内)(1)课程体系创新:专业课设置了大数据统计、质量统计、经济统计和应用数理统计四个模块。

每个模块下设置4门左右课程,形成各有特色的专业方向。

专业课着重强调统计软件操作和应用技能的提高。

(2)教学方法创新:广泛使用统计分析软件和案例教学。

部分专业课实行“双师授课制”,即每门课程都由校内专职教师(理论知识)和企业兼职教师(实务及案例分析)共同完成,将课堂讲授、模拟训练、案例分析、专题研讨等多种形式相结合。

(3)培养模式创新:①定位统计职业导向。

与统计咨询机构及企业共同制定人才培养方案。

②双导师负责的导师组制。

由学校专职导师和企业兼职导师组成导师组指导学生确定专业方向和学习规划。

③开展统计学专业本科学历教育与统计类职业资格考试的有效衔接,鼓励并积极引导学生获取统计类职业资格证书。

④完善的应用能力培养机制。

通过定期组织学生参加各类国家级、省级科技技能竞赛,培养学生的应用能力和团队合作意识。

二、成果主要内容概述(1000字以内)本教学成果为省级教研项目“大数据时代地方工科院校统计学专业本科应用型人才培养模式改革的研究与实践”(鄂教高鉴字【2016】140号)的主要成果。

概率论与数理统计第四版习题答案全

概率论与数理统计第四版习题答案全

概率论与数理统计习(第四版)题解答第一章 随机事件及其概率·样本空间·事件的关系及运算一、任意抛掷一颗骰子,观察出现的点数。

设事件A 表示“出现偶数点”,事件B 表示“出现的点数能被3整除”.(1)写出试验的样本点及样本空间;(2)把事件A 及B 分别表示为样本点的集合; (3)事件B A AB B A B A ,,,,分别表示什么事件?并把它们表示为样本点的集合.解:设i ω表示“出现i 点”)6,,2,1( =i ,则(1)样本点为654321,,,,,ωωωωωω;样本空间为}.,,,,,{654321ωωωωωω=Ω (2)},,{642ωωωA =; }.,{63ωωB = (3)},,{531ωωωA =,表示“出现奇数点”;},,,{5421ωωωωB =,表示“出现的点数不能被3整除”;},,,{6432ωωωωB A =⋃,表示“出现的点数能被2或3整除”;}{6ωAB =,表示“出现的点数能被2整除且能被3整除”;},{B A 51ωω= ,表示“出现的点数既不能被2整除也不能被3整除”二、写出下列随机试验的样本空间及各个事件中的样本点:(1)同时掷三枚骰子,记录三枚骰子的点数之和.A —“点数之和大于10”,B —“点数之和小于15”.(2)一盒中有5只外形相同的电子元件,分别标有1,2,3,4,5.从中任取3只,A —“最小为1”.解:(1) 设i ω表示“点数之和等于i ”)18,,4,3( =i ,则},,,{1843ωωω =Ω;},,,{181211ωωωA =;}.,,,{1443ωωωB =(2) 设ijk ω表示“出现为k j i ,,”);5,,2,1,,(k j i k j i ≠≠= ,则},,,,,,,,,{345245235234145135134125124123ωωωωωωωωωω=Ω }.,,,,,{145135134125124123ωωωωωωA =三、设C B A ,,为三个事件,用事件之间的运算表示下列事件: (1) A 发生, B 与C 都不发生; (2) C B A ,,都发生;(3) C B A ,,中至少有两个发生; (4) C B A ,,中至多有两个发生. 解:(1) C B A ;(2) ABC ;(3) ABC C AB C B A BC A ⋃⋃⋃或CA BC AB ⋃⋃(4) BC A C B A C AB C B A C B A C B A C B A ⋃⋃⋃⋃⋃⋃或C B A ⋃⋃或.ABC四、一个工人生产了n 个零件,以i A 表示他生产的第 i 个零件是合格品(n i ≤≤1).用i A 表示下列事件:(1)没有一个零件是不合格品; (2)至少有一个零件是不合格品; (3)仅有一个零件是不合格品; (4)至少有一个零件不是不合格品. 解:(1) n A A A 21;(2) n A A A 21或n A A A ⋃⋃⋃ 21; (3) n n n A A A A A A A A A 212121⋃⋃⋃ (4) n A A A ⋃⋃⋃ 21或.21n A A A第二章 概率的古典定义·概率加法定理一、由七个数字组成,每个数字可以是0,1,2,…,9中的任一个数(但第一个数字不能为0),由完全不同的数字组成的概率.解:基本事件总数为611011011011011011019109⨯=C C C C C C C 有利事件总数为456789214151617181919⨯⨯⨯⨯⨯=C C C C C C C 设A 表示“是由完全不同的数字组成”,则0605.0109456789)(62≈⨯⨯⨯⨯⨯⨯=A P 二、把十本书任意地放在书架上,求其中指定的三本书放在一起的概率.解:基本事件总数为!101010=A 指定的三本书按某确定顺序排在书架上的所有可能为!777=A 种;这三本书按确定的顺序放在书架上的所以可能的位置共818=C 种;这三本书的排列顺序数为!333=A ;故有利事件总数为!3!8!38!7⨯=⨯⨯(亦可理解为)3388P P设A 表示“指定的三本书放在一起”,则067.0151!10!3!8)(≈=⨯=A P三、为了减少比赛场次,把二十个队任意分成两组(每组十队)进行比赛,求最强的两个队被分在不同组的概率.解:20个队任意分成两组(每组10队)的所以排法,构成基本事件总数1020C ;两个最强的队不被分在一组的所有排法,构成有利事件总数91812C C 设A 表示“最强的两队被分在不同组”,则526.01910)(102091812≈==C C C A P四、某工厂生产的产品共有100个,其中有5个次品.从这批产品中任取一半来检查,求发现次品不多于1个的概率.解:设i A 表示“出现的次品为i 件”)5,4,3,2,1,0(=i ,A 表示“取出的产品中次品不多于 1个”,则 .10A A A ⋃=因为V A A =10,所以).()()(10A P A P A P +=而0281.0979942347)(5010050950≈⨯⨯⨯==C C A P 1529.09799447255)(501004995151≈⨯⨯⨯⨯==C C C A P 故 181.01529.00281.0)(=+≈A P五、一批产品共有200件, 其中有6件废品.求 (1) 任取3件产品恰有1件是废品的概率; (2) 任取3件产品没有废品的概率; (3) 任取3件产品中废品不少于2件的概率. 解:设A 表示“取出的3件产品中恰有1件废品”;B 表示“取出的3件产品中没有废品”;C 表示“取出的3件产品中废品不少于2件”,则 (1) 0855.019819920019319418)(3200219416≈⨯⨯⨯⨯==C C C A P (2) 912.0198199200192193194)(32003194≈⨯⨯⨯⨯==C C B P(3) 00223.019819920012019490)(3200019436119426≈⨯⨯⨯⨯=+=C C C C C C P六、设41)( ,0 ,31)()()(======BC P P(AC)P(AB)C P B P A P .求A , B , C 至少有一事件发生的 概率.解:因为0==P(AC)P(AB),所以V AC V AB ==,,从而V C AB =)(可推出0)(=ABC P设D 表示“A , B , C 至少有一事件发生”,则C B A D ⋃⋃=,于是有)()()()()()()()()(ABC P CA P BC P AB P C P B P A P C B A P D P +---++=⋃⋃= 75.04341313131==-++=第三章 条件概率与概率乘法定理·全概率公式与贝叶斯公式一、设,6.0)|(,4.0)(,5.0)(===B A P B P A P 求)|(,)(B A A P AB P . 解:因为B A AB B B A A +=+=)(,所以)()()(B A P AB P A P +=,即14.06.0)4.01(5.0)()()()()()(=⨯--=-=-=B A P B P A P B A P A P AB P68.074.05.036.0)4.01(5.05.0)()()()()()]([)|(≈=--+=-+==B A P B P A P A P B A P B A A P B A A P二、某人忘记了的最后一个数字,因而他随意地拨号,求他拨号不超过两次而接通所需的概率.若已知最后一个数字是奇数,那么此概率是多少? 解:设A 表示“第一次拨通”,B 表示“第二次拨通”,C 表示“拨号不超过两次而拨通”(1)2.0101101)()()(19111101911011=+=⋅+=+=C C C C C C A B P A P C P(2)4.05151)()()(2511141511=+=+=+=A A A A A A B P A P C P三、两台车床加工同样的零件,第一台出现废品的概率是0.03,第二台出现废品的概率是0.02.加工出来的零件放在一起,并且已知第一台加工的零件比第二台加工的零件多 一倍.(1)求任意取出的零件是合格品的概率;(2)如果任意取出的零件是废品,求它是第二台车床加工的概率. 解:设i A 表示“第i 台机床加工的零件”)2,1(=i ;B 表示“出现废品”;C 表示“出现合格品”(1))()()()()()()()(22112121A C P A P A C P A P C A P C A P C A C A P C P +=+=+= 973.0)02.01(31)03.01(32≈-⨯+-⨯=(2)25.002.03103.03202.031)()()()()()()()()(22112222=⨯+⨯⨯=+==A B P A P A B P A P A B P A P B P B A P B A P四、猎人在距离100米处射击一动物,击中的概率为0.6;如果第一次未击中,则进行第二次射击,但由于动物逃跑而使距离变为150米;如果第二次又未击中,则进行第三次射击,这时距离变为200米.假定击中的概率与距离成反比,求猎人三次之击中动物的概率.解:设i A 表示“第i 次击中”)3,2,1(=i ,则由题设,有1006.0)(1kA P ==,得60=k ,从而有4.015060150)(2===k A P ,.3.020060200)(3===k A P设A 表示“三次之击中”,则321211A A A A A A A ++=,故有)()()()()()()(321211A P A P A P A P A P A P A P ++=832.03.0)4.01()6.01(4.0)6.01(6.0=⨯-⨯-+⨯-+= (另解)设B 表示“猎人三次均未击中”,则168.0)3.01)(4.01)(6.01()(=---=B P故所求为 832.0)(1)(=-=B P B P五、盒中放有12个乒乓球,其中有9个是新的.第一次比赛时从其中任取3个来用,比赛后仍放回盒中.第二次比赛时再从盒中任取3个,求第二次取出的都是新球的概率. 解:设i A 表示“第一次取得i 个新球”)3,2,1,0(=i ,则2201)(312330==C C A P 22027)(31219231==C C C A P 220108)(31229132==C C C A P 22084)(31239033==C C C A P 设B 表示“第二次取出的都是新球”,则312363123731238312393022084220108220272201)()()(C C C C C C C C A B P A P B P i i i ⋅+⋅+⋅+⋅==∑=146.0532400776161112208444722010855142202755212201≈=⋅+⋅+⋅+⋅=第四章 随机事件的独立性·独立试验序列一、一个工人看管三台车床,在一小时车床不需要工人照管的概率:第一台等于0.9,第二台等于0.8,第三台等于0.7.求在一小时三台车床中最多有一台需要工人照管的概率. 解:设i A 表示“第i 台机床不需要照管”)3,2,1(=i ,则9.0)(1=A P 8.0)(2=A P 7.0)(3=A P再设B 表示“在一小时三台车床中最多有一台需要工人照管”,则321321321321A A A A A A A A A A A A B +++=于是有)()()()()()()()()()()()()(321321321321A P A P A P A P A P A P A P A P A P A P A P A P B P +++= )7.01(8.09.07.0)8.01(9.07.08.0)9.01(7.08.09.0-⨯⨯+⨯-⨯+⨯⨯-+⨯⨯=902.0=.(另解)设i B 表示“有i 台机床需要照管”)1,0(=i ,B 表示“在一小时三台车床中最多有一台需要工人照管”,则10B B B +=且0B 、1B 互斥,另外有 504.07.08.09.0)(0=⨯⨯=B P398.0)7.01(8.09.07.0)8.01(9.07.08.0)9.01()(1=-⨯⨯+⨯-⨯+⨯⨯-=B P 故902.0398.0504.0)()()()(1010=+=+=+=B P B P B B P B P .二、电路由电池a 与两个并联的电池b 及c 串联而成.设电池c b a ,,损坏的概率分别是0.3、0.2、0.2,求电路发生间断的概率. 解:设1A 表示“a 损坏”;2A 表示“b 损坏”;3A 表示“c 损坏”;则3.0)(1=A P 2.0)()(32==A P A P又设B 表示“电路发生间断”,则321A A A B +=于是有)()()()()(321321321A A A P A A P A P A A A P B P -+=+=)()()()()()(321321A P A P A P A P A P A P -+= 328.02.02.03.02.02.03.0=⨯⨯-⨯+=.三、三个人独立地去破译一个密码,他们能译出的概率分别为51、31、41,求能将此密码译出的概率.解:设A 表示“甲能译出”;B 表示“乙能译出”;C 表示“丙能译出”,则51)(=A P 31)(=B P 41)(=C P设D 表示“此密码能被译出”,则C B A D ⋃⋃=,从而有)()()()()()()()()(ABC P CA P BC P AB P C P B P A P C B A P D P +---++=⋃⋃=)()()()()()()()()()()()(C P B P A P A P C P C P B P B P A P C P B P A P +---++=6.0413151415141513151413151=⨯⨯+⨯-⨯-⨯-++=. (另解)52)411)(311)(511()()()()()(=---===C P B P A P C B A P D P ,从而有6.053521)(1)(==-=-=D P D P四、甲、乙、丙三人同时对飞机进行射击,三人的命中概率分别为7.0,5.0,4.0.飞机被一人击中而被击落的概率为2.0,被两人击中而被击落的概率为6.0,若三人都击中,则 飞机必被击落.求飞机被击落的概率. 解:设1A 表示“甲命中”;2A 表示“乙命中”;3A 表示“丙命中”;则4.0)(1=A P5.0)(2=A P 7.0)(3=A P设i B 表示“i 人击中飞机” )3,2,1,0(=i ,则09.0)7.01)(5.01)(4.01()())(()()(3213210=---===A P A P A P A A A P B P)()(3213213211A A A A A A A A A P B P ++=)()()(321321321A A A P A A A P A A A P ++=)()()()()()()()()(321321321A P A P A P A P A P A P A P A P A P ++=36.07.0)5.01)(4.01()7.01(5.0)4.01()7.01)(5.01(4.0=⨯--+-⨯⨯-+--⨯=)()(3213213212A A A A A A A A A P B P ++= )()()(321321321A A A P A A A P A A A P ++=)()()()()()()()()(321321321A P A P A P A P A P A P A P A P A P ++=41.07.0)5.01)(4.01()7.01(5.0)4.01()7.01)(5.01(4.0=⨯--+-⨯⨯-+--⨯=14.07.05.04.0)()()()()(3213213=⨯⨯===A P A P A P A A A P B P 设A 表示“飞机被击落”,则由题设有0)(0=B A P 2.0)(1=B A P 6.0)(2=B A P 1)(3=B A P故有458.0114.06.041.02.036.0009.0)()()(30=⨯+⨯+⨯+⨯==∑=i i i B A P B P A P .五、某机构有一个9人组成的顾问小组,若每个顾问贡献正确意见的概率都是0.7,现在该机构就某事可行与否个别征求每个顾问的意见,并按多数人意见作出决策,求作 出正确决策的概率.解:设i A 表示“第i 人贡献正确意见”,则7.0)(=i A P )9,,2,1( =i .又设m 为作出正确意见的人数,A 表示“作出正确决策”,则 )9()8()7()6()5()5()(99999P P P P P m P A P ++++=≥=+⋅⋅+⋅⋅+⋅⋅=277936694559)3.0()7.0()3.0()7.0()3.0()7.0(C C C 9991889)7.0()3.0()7.0(⋅+⋅⋅+C C+⋅⋅+⋅⋅+⋅⋅=273645)3.0()7.0(36)3.0()7.0(84)3.0()7.0(126918)7.0()3.0()7.0(9+⋅⋅+0403.01556.02668.02668.01715.0++++= 901.0=.六、每次试验中事件A 发生的概率为p ,为了使事件A 在独立试验序列中至少发生一次的概率不小于p ,问至少需要进行多少次试验?解:设做n 次试验,则n p A P A P )1(1}{1}{--=-=一次都不发生至少发生一次要p p n ≥--)1(1,即要p p n -≤-1)1(,从而有.1)1(log )1(=-≥-p n p 答:至少需要进行一次试验.第五章 离散随机变量的概率分布·超几何分布·二项分布·泊松分布一、一批零件中有9个合格品与3个废品.安装机器时从这批零件中任取1个.如果每次取出的废品不再放回去,求在取得合格品以前已取出的废品数的概率分布. 解:设X 表示“在取得合格品以前已取出的废品数”,则X 的概率分布为即亦即二、自动生产线在调整以后出现废品的概率为p .生产过程中出现废品时立即进行调整.求在两次调整之间生产的合格品数的概率分布.解:设X 表示“在两次调整之间生产的合格品数”,且设p q -=1,则ξ的概率分布为三、已知一批产品共20个,其中有4个次品.(1)不放回抽样.抽取6个产品,求样品中次品数的概率分布; (2)放回抽样.抽取6个产品,求样品中次品数的概率分布. 解:(1)设X 表示“取出的样本中的次品数”,则X 服从超几何分布,即X 的概率函数为)4,3,2,0()(6206164===-x C C C x X P xx从而X 的概率分布为即(2)设X 表示“取出的样本中的次品数”,则X 服从超几何分布,即X 的概率函数为)6,5,4,3,2,0()2.01()2.0()(66=-==-x C x X P xx x从而X即四、总机为300个用户服务.在一小时每一用户使用的概率等于0.01,求在一小时有4个用户使用的概率(先用二项分布计算,再用泊松分布近似计算,并求相对误差). 解:(1)用二项分布计算)01.0(=p168877.0)01.01()01.0()1()4(2964430029644300≈-=-==C p p C ξP(2)用泊松分布计算)301.0300(=⨯==np λ168031355.0!43)4(34≈==-e ξP相对误差为.5168877.0168031355.0168877.0000≈-=δ五、设事件A 在每一次试验中发生的概率为0.3,当A 发生次数不少于3次时,指示灯发出信号.现进行了5次独立试验,求指示灯发出信号的概率. 解:设X 表示“事件A 发生的次数”,则3.0)(==p A P ,5=n ,).3.0,5(~B X 于是有)5()4()3()3(=+=+==≥X P X P X P X P5554452335)1()1(p C p p C p p C +-+-=16308.000243.002835.01323.0≈++≈(另解) )2()1()0(1)3(1)3(=-=-=-=<-=≥X P X P X P X P X P322541155005)1()1()1(11p p C p p C p p C ------= 16308.0≈六、设随机变量X 的概率分布为2, 1, ,0 , !)(===k k ak X P kλ;其中λ>0为常数,试确定常数a .解:因为∑∞===01)(k k X P ,即∑∞==01!k kk λa ,亦即1=λae ,所以.λe a -=第六章 随机变量的分布函数·连续随机变量的概率密度一、函数211x +可否是连续随机变量X 的分布函数?为什么?如果X 的可能值充满区间: (1)(∞+∞- ,);(2)(0,∞-).解:(1)设211)(xx F +=,则1)(0<<x F 因为0)(lim =-∞→x F x ,0)(lim =+∞→x F x ,所以)(x F 不能是X 的分布函数.(2)设211)(x x F +=,则1)(0<<x F 且0)(lim =-∞→x F x ,1)(lim 0=-→x F x因为)0( 0)1(2)('22<>+-=x x xx F ,所以)(x F 在(0,∞-)上单增. 综上述,故)(x F 可作为X 的分布函数.二、函数x x f sin )(=可否是连续随机变量X 的概率密度?为什么?如果X 的可能值充满区间:(1)⎥⎦⎤⎢⎣⎡2,0π; (2)[]π,0; (3)⎥⎦⎤⎢⎣⎡23,0π.解:(1)因为⎥⎦⎤⎢⎣⎡∈2,0πx ,所以0sin )(≥=x x f ;又因为1cos )(2020=-=⎰ππx dx x f ,所以当⎥⎦⎤⎢⎣⎡∈2,0πx 时,函数x x f sin )(=可作为某随机变量X 的概率密度.(2)因为[]πx ,0∈,所以0sin )(≥=x x f ;但12cos )(00≠=-=⎰ππx dx x f ,所以当[]πx ,0∈时,函数x x f sin )(=不可能是某随机变量X 的概率密度.(3)因为⎥⎦⎤⎢⎣⎡∈23,0πx ,所以x x f sin )(=不是非负函数,从而它不可能是随机变量X 的概率密度.二、一批零件中有9个合格品与3个废品.安装机器时从这批零件中任取1个.如果每次取出的废品不再放回去,求在取得合格品以前已取出的废品数的分布函数,并作出分布函数的图形. 解:设X 表示“取出的废品数”,则X 的分布律为于是,⎪⎩>3,1x四、(柯西分布)设连续随机变量X 的分布函数为+∞<<∞-+=x x B A x F ,arctan )(.求:(1)系数A 及B ;(2)随机变量X 落在区间)1 ,1(-的概率;(3) X 的概率密度.解:(1) 由0)2()(lim =-⋅+=-∞→πB A x F x ,12)(lim =⋅+=-∞→πB A x F x ,解得.1,21πB A ==即)( ,arctan 121)(+∞<<-∞+=x x πx F .(2) .21)]1arctan(121[]1arctan 121[)1()1()11(=-+-+=--=<<-ππF F X P (3) X 的概率密度为)1(1)()(2x x F x f +='=π. 五、(拉普拉斯分布)设随机变量X 的概率密度为+∞<<∞-=-x Ae x f x,)(.求:(1)系数A ;(2)随机变量X 落在区间)1,0(的概率;(3)随机变量X 的分布函数.解:(1) 由1)(⎰+∞∞-=dx x f ,得1220⎰⎰+∞∞-+∞--===A dx e A dx Ae xx ,解得21=A ,即有).( ,21)(+∞<<-∞=-x e x f x(2) ).11(21)(2121)()10(101010ee dx e dx xf X P x x -=-===<<--⎰⎰(3) 随机变量X 的分布函数为⎪⎩⎪⎨⎧>-≤===-∞--∞-⎰⎰021102121)()(x e x e dx e dx x f x F x xx xx .第七章 均匀分布·指数分布·随机变量函数的概率分布一、公共汽车站每隔5分钟有一辆汽车通过.乘客到达汽车站的任一时刻是等可能的.求乘客候车时间不超过3分钟的概率.解:设随机变量X 表示“乘客的候车时间”,则X 服从]5,0[上的均匀分布,其密度函数为⎩⎨⎧∉∈=]5,0[,0]5,0[,51)(x x x f 于是有.6.053)()30(3===≤≤⎰dx x f X P二、已知某种电子元件的使用寿命X (单位:h)服从指数分布,概率密度为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=-.0,0;0,8001)(800x x e x f x任取3个这种电子元件,求至少有1个能使用1000h 以上的概率.解:设A 表示“至少有1个电子元件能使用1000h 以上”;321A 、A 、A 分别表示“元件甲、乙、丙能使用1000h 以上”.则287.08001)1000()()()(4510008001000800321≈=-==>===-∞+-∞+-⎰e e dx e X P A P A P A P xx)()()()()()()()()(321313221321321A A A P A A P A A P A A P A P A P A P A A A P A P +---++=⋃⋃=638.0287.0287.03287.0332≈+⨯-⨯=(另解)设A 表示“至少有1个电子元件能使用1000h 以上”.则287.08001)1000(4510008001000800≈=-==>-∞+-∞+-⎰ee dx e X P xx从而有713.01)1000(1)1000(45≈-=>-=≤-eX P X P ,进一步有638.0713.01)]1000([1)(33≈-≈≤-=X P A P三、(1) 设随机变量X 服从指数分布)(λe .证明:对于任意非负实数s 及t ,有).()(t X P s X t s X P ≥=≥+≥这个性质叫做指数分布的无记忆性.(2) 设电视机的使用年数X 服从指数分布)10(.e .某人买了一台旧电视机,求还能使用5年以上的概率. 解:(1)因为)(~λe X ,所以R x ∈∀,有xex F λ--=1)(,其中)(x F 为X 的分布函数.设t s X A +≥=,t X B ≥=.因为s 及t 都是非负实数,所以B A ⊂,从而A AB =.根据条件概率公式,我们有)(1)(1)()()()()()()()(s X P t s X P s X P t s X P B P A P B P AB P B A P s X t s X P <-+<-=≥+≥====≥+≥tst s e e e λλλ--+-=----=]1[1]1[1)(. 另一方面,我们有t t e e t F t X P t X P t X P λλ--=--=-=≤-=<-=≥)1(1)(1)(1)(1)(.综上所述,故有)()(t X P s X t s X P ≥=≥+≥.(2)由题设,知X 的概率密度为⎩⎨⎧≤>=-.,;,0001.0)(1.0x x e x f x 设某人购买的这台旧电视机已经使用了s 年,则根据上述证明的(1)的结论,该电视机还能使用5年以上的概率为6065.01.0)()5()5(5.051.051.05≈=-===≥=≥+≥-∞+-∞+-∞+⎰⎰e e dx e dx xf X P s X s X P xx .答:该电视机还能使用5年以上的概率约为6065.0.四、设随机变量X 服从二项分布)4.0 ,3(B ,求下列随机变量函数的概率分布: (1)X Y 211-=;(2)2)3(2X X Y -=. 解:X 的分布律为(1)X Y 211-=的分布律为(2)2)3(2X X Y -=的分布律为即五、设随机变量X 的概率密度为⎪⎩⎪⎨⎧≤>+=.0,0;0,)1(2)(2x x x x f π求随机变量函数X Y ln =的概率密度.解:因为)()()(ln )()(yX yY e F e X P y X P y Y P y F =<=<=<= 所以随机变量函数X Y ln =的概率密度为)( )1(2)()()()(2''+∞<<-∞+====y e e e e f e e F y F y f yyyyyyXYY π,即 )( )1(2)(2+∞<<-∞+=y e e y f y yY π.第八章 二维随机变量的联合分布与边缘分布一、把一颗均匀的骰子随机地掷两次.设随机变量X 表示第一次出现的点数,随机变量Y 表示两次出现点数的最大值,求二维随机变量),(Y X 的联合概率分布及Y 的边缘概率分布. 解:二维随机变量),(Y X 的联合概率分布为Y 的边缘概率分布为二、设二维随机变量(X ,Y )的联合分布函数)3arctan )(2arctan (),(yC x B A y x F ++=.求:(1)系数A 、B 及C ;(2)(X ,Y )的联合概率密度:(3)边缘分布函数及边缘概率密度. 解:(1)由0)0,(,0),0(,1),(=-∞=∞-=∞+-∞F F F ,得⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧=-=--=++0)2(0)2)(0(1)2)(2(πB AC πC B A πC πB A 解得2πC B ==,.12πA = (2)因为)3arctan 2)(2arctan 2(1),(2yx y x F ++=πππ,所以(X ,Y )的联合概率密度为.)9)(4(6),(),(222"y x y x F y x f xy ++==π(3)X 及Y 的边缘分布函数分别为xx x X x dx x dy y x f dx x F ∞-∞-∞-+∞∞-=+==⎰⎰⎰2arctan 1)4(2),()(2ππ 2arctan 121xπ+=yx y Y y dy y dx y x f dy x F ∞-∞-∞-+∞∞-=+==⎰⎰⎰3arctan 1)9(3),()(2ππ 3arctan 121yπ+=X 及Y 的边缘概率密度分别为⎰⎰⎰+∞+∞∞-+∞∞-++⋅=++==0222222)9(1)4(112)9)(4(6),()(dy y x dy y x dy y x f x f X ππ )4(2)3arctan 31()4(1122022x y x +=+⋅=∞+ππ ⎰⎰⎰+∞+∞∞-+∞∞-++=++==022222241)9(12)9)(4(6),()(dx x y dx y x dx y x f y f Y ππ)9(3)2arctan 21()9(122022y x y +=+=∞+ππ三、设),(Y X 的联合概率密度为⎩⎨⎧>>=+-., 00;0,,Ae ),(3y)(2x 其它y x y x f求:(1)系数A ;(2)),(Y X 的联合分布函数;(3)X 及Y 的边缘概率密度;(4)),(Y X落在区域R :632 ,0 ,0<+>>y x y x 的概率. 解:(1)由1),(=⎰⎰+∞∞-+∞∞-dy dx y x f ,有16132==⎰⎰∞+∞+--A dy e dx e A y x ,解得.6=A (2)),(Y X 的联合分布函数为⎪⎩⎪⎨⎧>>==⎰⎰⎰⎰--∞-∞-其它0,06),(),(0032y x dy e dx e dy y x f dx y x F x y y x xy⎩⎨⎧>>--=--其它0,0)1)(1(32y x e e y x (3)X 及Y 的边缘概率密度分别为⎩⎨⎧≤>=⎪⎩⎪⎨⎧≤>==-+∞--∞+∞-⎰⎰00020006),()(2032x x ex x dy e e dy y x f x f x y x X⎩⎨⎧≤>=⎪⎩⎪⎨⎧≤>==-+∞--∞+∞-⎰⎰00030006),()(3032y y ex x dx e e dx y x f y f y y x Y(4)⎰⎰⎰⎰---==∈x y xR dy e dx edxdy y x f R Y X P 32203326),(}),{(6306271)(2---⎰-=-=e dx e e x四、设二维随机变量),(Y X 在抛物线2x y =与直线2+=x y 所围成的区域R 上服从均匀分布.求:(1) ),(Y X 的联合概率密度;(2) 概率)2(≥+Y X P . 解:(1) 设),(Y X 的联合概率密度为⎩⎨⎧∉∈=.),(, 0;),(,),(R y x R y x C y x f 则由129)322()2(21322122212==-+=-+==--+-⎰⎰⎰⎰⎰C x x x C dx x x C dy dx C Cdxdy x x R解得92=C .故有⎪⎩⎪⎨⎧∉∈=.),(, 0;),(,92),(R y x R y x y x f(2) ⎰⎰⎰⎰⎰⎰++-≥++==≥+x x x x y x dy dx dy dx dxdy y x f Y X P 2212210229292),()2(⎰⎰-++=21210)2(92292dx x x xdx481.02713)322(92922132102≈=-++=x x x x . 第九章 随机变量的独立性·二维随机变量函数的分布一、设X 与Y 是两个相互独立的随机变量,X 在]1,0[上服从均匀分布,Y 的概率密度为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=-.0,0;0,21)(2y y e y f yY求 (1) ),(Y X 的联合概率密度; (2) 概率)(X Y P ≥.解: (1)X 的概率密度为⎩⎨⎧∉∈=)1,0(,0)1,0(,1)(x x x f X ,),(Y X 的联合概率密度为(注意Y X ,相互独立)⎪⎩⎪⎨⎧><<==-其它,00,10,21)()(),(2y x e y f x f y x f yY X(2)dx edx edy e dx dxdy y x f X Y P x xyxyxy ⎰⎰⎰⎰⎰⎰-∞+-∞+-≥=-===≥1021022102)(21),()(7869.0)1(2221122≈-=-=--e e x二、设随机变量X 与Y 独立,并且都服从二项分布:.,,2 ,1 ,0 ,)(; ,,2 ,1 ,0 ,)(212211n j qp C j p n i q p C i p jn jj n Y i n i in X ====--证明它们的和Y X Z +=也服从二项分布.证明: 设j i k +=, 则ik n i k i k n ki i n i i n k i Y X Z q p C q p C i k P i P k Z P k P +---=-=∑∑=-===22110)()()()( ∑=-+=ki k n n k i n in q p C C2121)( 由knm ki ik nk m C C C +=-=∑, 有k n n ki in i n C C C21210+==∑. 于是有 ),,2,1,0( )(212121n n k q p C k P kn n k i n n Z +==-++ 由此知Y X Z +=也服从二项分布.三、设随机变量X 与Y 独立,并且X 在区间[0,1]服从均匀分布,Y 在区间[0,2]服从辛普森分布:⎪⎩⎪⎨⎧><≤<-≤≤=.20 0,; 2 1 ,2;10 ,)(y y y y y y y f Y 或求随机变量Y X Z +=的概率密度.解: X 的概率密度为 ⎩⎨⎧∉∈=]1,0[,0]1,0[,1)(x x y f ξ . 于是),(Y X 的联合概率密度为⎪⎩⎪⎨⎧≤<≤≤-≤≤≤≤=. 0, 2 1,10 ,210,10,),(其它当当y x y y x y y x fY X Z +=的联合分布函数为}),{(}{}{)(D y x P z Y X P z Z P z F Z ∈=≤+=≤=,其中D 是zy x ≤+与),(y x f 的定义域的公共部分.故有 ⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧≤<+-≤<-+-≤≤><=3229321212331023,00)(222z z z z z z z zz z z F Z 从而随机变量Y X Z +=的概率密度为⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧≤<-≤<+-≤≤><=3232132103,00)(z z z z z z z z z f Z三、电子仪器由六个相互独立的部件ij L (3,2,1;2,1==j i )组成,联接方式如右图所示.设各个部件的使用寿命ij X 服从相同的指数分布)(λe ,求仪器使用寿命的概率密度.解: 由题设,知ij X 的分布函数为⎩⎨⎧≤>-=-0,00,1x x e F x X ij λ 先求各个并联组的使用寿命)3,2,1( =i Y i 的分布函数.因为当并联的两个部件都损坏时,第i 个并联组才停止工作,所以有)3,2,1(),m ax (21==i Y i i i ξξ从而有)3,2,1( =i Y i 的分布函数为⎩⎨⎧≤>-==-0,00,)1()(221y y e F F y F y X X Y i i i λ 设Z "仪器使用寿命".因为当三个并联组中任一个损坏时,仪器停止工作.所以有),,min(321Y Y Y Z =.从而有Z 的分布函数为⎩⎨⎧≤>---=⎩⎨⎧≤>----=-0,00,])1(1[10,00)],(1)][(1)][(1[1)(32321z z e z z z F z F z F z F z Y Y Y Z λ 故Z 的概率密度为⎩⎨⎧≤>--=---0,00,)2)(1(6)(23z z e e e z f z z z Z λλλλ第十章 随机变量的数学期望与方差一、一批零件中有9个合格品与3个废品.安装机器时从这批零件中任取一个.如果取出的废品不再放回去,求在取得合格品以前已取出的废品数的数学期望、方差与标准差. 解:设X 表示“在取得合格品以前已取出的废品数”,则X 的概率分布为即1103322013220924491430=⨯+⨯+⨯+⨯=EX 即3.0004.03041.02205.0175.00≈⨯+⨯+⨯+⨯=EX2X 的分布为2X0 1 4 9即于是有229220192209444914302=⨯+⨯+⨯+⨯=EX 即4091.0004.09041.04205.0175.002≈⨯+⨯+⨯+⨯=EX从而有3191.013310042471)11033(229)(222≈=-=-=EX EX DX 565.03191.0≈==DX Xσ二、对某一目标进行射击,直至击中为止.如果每次射击命中率为p ,求射击次数的数学期望及方差. 解:设X 表示“第i 次击中”),2,1( =i ,则X 的分布为p q p q q p q p iqp ipqEX i i i i i i 1)1()1()(211111=-='-='===∑∑∑∞=∞=-∞=- 2X p pp p q q p q p q q p pqi EX i i i ii i 122)1()1()(])([223111122-=-=-+='=''==∑∑∑∞=∞=∞=- 进一步有p pp p p EX EX DX 11)1(12)(22222-=--=-=三、设离散型随机变量X 的概率函数为,,2,1,21]2)1([ ==-=k k X P k k k问X 的数学期望是否存在?若存在,请计算)(X E ;若不存在,请解释为什么.解:因为∑∑∑∑∞=∞=∞=∞=-=⋅-=-=-==1111)1(212)1(]2)1([2)1()(k k k k k k k k k k ki i i k k k X P k x X P x 不绝对收敛,所以ξ没有数学期望.四、设随机变量X 的概率密度为⎪⎩⎪⎨⎧≥<-=.1, 0;1,11)(2x x xx f π 求数学期望)(X E 及方差)(X D .解:011)()(112=-⋅==⎰⎰-+∞∞-dx xx dx x xf X E πdx x x dx x x dx x f x X D ⎰⎰⎰-=-⋅==-∞+∞-1022112221211)()(πππ21]arcsin 2112[2102=+--=x x x π五、(拉普拉斯分布)设随机变量X 的概率密度为 )( ,21)(+∞<<-∞=-x e x f x.求数学期望)(X E 及方差)(X D . 解:021)(===⎰⎰+∞∞--+∞∞-dx xe dx x xf EX x2!2)3(21)(0222==Γ====⎰⎰⎰+∞-+∞∞--+∞∞-dx e x dx e x dx x f x DX x x(分部积分亦可)第十一章 随机变量函数的数学期望·关于数学期望与方差的定理一、设随机变量X 服从二项分布)4.0,3(B ,求2)3(X X Y -=的数学期望及方差. 解:X 的概率分布为Y 的概率分布为2Y 的分布为72.072.0128.00=⨯+⨯=EY 72.072.0128.002=⨯+⨯=EY2016.0)72.0(72.0)(222=-=-=EY EY DY二、过半径为R 的圆周上一点任意作这圆的弦,求所有这些弦的平均长度.解:在圆周上任取一点O ,并通过该点作圆得直径OA .建立平面直角坐标系,以O 为原点,且让OA 在x 轴的正半轴上.通过O 任作圆的一条弦OB ,使OB 与x 轴的夹角为θ,则θ服从]2,2[ππ-上的均匀分布,其概率密度为⎪⎩⎪⎨⎧-∉-∈=]2,2[,0]2,2[,1)(ππθππθπθf .弦OB 的长为 ]2,2[cos 2)(ππθθθ-∈=R L ,故所有弦的平均长度为⎰⎰-∞+∞-⋅==22cos 21)()()]([ππθθπθθθθd R d L f L EπθπθθπππRR d R4sin 4cos 42020===⎰.三、一工厂生产的某种设备的寿命X (以年计)服从指数分布,概率密度为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=-. 0,0 ;0 ,41)(4x x e x f x工厂规定,出售的设备若在售出一年之损坏可予以调换.若工厂售出一台设备赢利100元,调换一台设备厂方需花费300元.试求厂方出售一台设备的平均净赢利. 解:由题设,有⎰⎰---∞--=-===<104110441141)()1(e e dx e dx x f X P x x进而有 41)1(1)1(-=<-=≥eX P X P设Y 表示“厂方出售一台设备获得的净赢利”,则Y 的概率分布为从而有64.33200300100)1(200414141≈-⨯=⨯+-⨯-=---ee e EY答:厂方出售一台设备获得的平均净赢利约为64.33元.四、设随机变量n X X X ,,21相互独立,并且服从同一分布,数学期望为μ,方差为2σ.求这些随机变量的算术平均值∑==ni i X n X 11的数学期望与方差.解:因为μ=)(i X E ,2)(σ=i X D ,且随机变量n X X X ,,21相互独立.所以有μμ=====∑∑∑∑====ni n i i ni i n i i n X E n X E n X n E X E 11111)(1)(1)1()(,nn X D n X D n X n D X D ni ni in i i n i i 2122121211)(1)(1)1()(σσ=====∑∑∑∑====.五、一民航送客车载有20位旅客自机场开出,沿途有10个车站可以下车,到达一个车站时如没有旅客下车就不停车.假设每位旅客在各车站下车是等可能的,且各旅客是否下车相互独立.求该车停车次数的数学期望.解: 设i X 表示"第i 站的停车次数" (10,,2,1 =i ). 则i X 服从"10-"分布. 其中⎩⎨⎧=站有人下车若在第站无人下车若在第i i X i ,1,0 于是i X 的概率分布为设∑==ni iXX 1, 则X 表示沿途停车次数, 故有]})10110(1[1)10110(0{10)(2020101101--⨯+-⨯===∑∑==i i i i EX X E EX748.8)9.01(1020≈-= 即停车次数的数学期望为748.8.第十二章 二维随机变量的数字特征·切比雪夫不等式与大数定律一、设二维随机变量),(Y X 的联合概率密度为()(). 1,222++=y xAy x f求:(1)系数A ;(2)数学期望)(X E 及)(Y E ,方差)(X D 及)(Y D ,协方差),cov(Y X .解: (1) 由⎰⎰+∞∞-+∞∞-=1),(dxdy y x f . 有()()⎰⎰⎰⎰∞+∞-∞+∞-∞+==+=++1112022222A dr rrd A dxdy y xAπθπ解得, π1=A .(2) ()011),()(222⎰⎰⎰⎰∞+∞-∞+∞-∞+∞-∞+∞-=++==dx y xxdy dxdy y x xf X E π.由对称性, 知 0)(=Y E .⎰⎰+∞∞-+∞∞-==-=dxdy y x f x EX EX X E X D ),(])[()(222()⎰⎰∞+∞-∞+∞-++=dx y xx dy 222211π()()+∞=+++=+-+=+=∞+∞+∞+⎰⎰⎰022022220223]11)1ln([1)1(211r r dr r rr r dr rr d πθπ同理, 有 +∞=)(Y D .)()])([(),cov(XY E EY Y Ex X E Y X =--=⎰⎰+∞∞-+∞∞-=dxdy y x xyf ),(()011),(222⎰⎰⎰⎰∞+∞-∞+∞-∞+∞-∞+∞-=++==dx y xxydy dxdy y x xyf π.二、设二维随机变量),(Y X 的联合概率密度为⎩⎨⎧<<<=其它.,0;10,,1),(x x y y x f求(1) ),cov(Y X ;(2) X 与Y 是否独立,是否相关,为什么? 解: (1) 因为 ⎰⎰⎰⎰⎰====-∞+∞-∞+∞-1210322),(dx x dy xdx dxdy y x xf EX x x0),(1===⎰⎰⎰⎰-+∞∞-+∞∞-xx ydy dx dxdy y x yf EY0),()(1===⎰⎰⎰⎰-+∞∞-+∞∞-xx ydy xdx dxdy y x xyf XY E所以有])32[()])([(),cov(Y X E EY Y EX X E Y X -=--=⎰⎰+∞∞-+∞∞-=dxdy y x xyf ),(010==⎰⎰-xxydy xdx .(2) 当)1,0(∈x 时,有 ⎰⎰+∞∞--===x dy dy y x f x f xxX 2),()(; 当)1,0(∉x 时, 有0)(=x f X .即⎩⎨⎧∉∈=)1,0(0)1,0(2)(X x x x x f 同理有 ⎩⎨⎧∉+∈-=⎪⎩⎪⎨⎧∉∈=⎰⎰-)1,0(1)1,0(1)1,0()1,0()(11Y x y x y x dx x dx y f y y因为 ),()()(y x f y f x f Y X ≠, 所以X 与Y 不是独立的.又因为0),cov(=Y X , 所以X 与Y 是不相关的.三、利用切比雪夫不等式估计随机变量X 与其数学期望)(X E 的差的绝对值大于三倍标准差)(X σ的概率.解:91)3()3(2=≤>-ξξξξξD D D E P .四、为了确定事件A 的概率,进行10000次重复独立试验.利用切比雪夫不等式估计:用事件A在10000次试验中发生的频率作为事件A 的概率的近似值时,误差小于0.01的概率. 解:设ξ表示“在10000次试验中事件A 的次数”,则)5.0,10000(~B ξ且有50005.010000=⨯==np E ξ 2500)5.01(5.010000=-⨯⨯==npq D ξ于是有npqp npq p np m P p n m P 22)01.0(1)01.0(1)01.0()01.0(-=-≥<-=<- 75.025.011=-=-=pq五、样检查产品质量时,如果发现次品多于10个,则认为这批产品不能接受.应该检查多少个产品,可使次品率为10%的一批产品不被接受的概率达到0.9? 解:设ξ表示“发现的次品件数”,则)1.0,(~n B ξ,现要求.nn ξE 1.0= n ξD 09.0=要使得9.0)10(=>ξP ,即9.0)10(=≤<n ξP ,因为9.0)10(=≤<n ξP ,所以)3.01.03.01.03.01.010()10(nn n n n ξn n P ξD ξE n ξD ξE ξξD ξE P -≤-<-=-≤-<-)3.01.010()3()33.01.03.01.010(1,01,0nn n n n n ξn n P --≈≤-<-=ΦΦ1)3.0101.0()3(1,01,0--+nn n ΦΦ (德莫威尔—Laplace 定理)因为10>n ,所以53>n ,从而有1)3(1,0≈n Φ,故9.0)3.0101.0(1,0≈-nn Φ.查表有8997.0)28.1(1,0=Φ,故有28.13.0101.0≈-nn ,解得.146≈n答:应该检查约146个产品,方可使次品率为10%的一批产品不被接受的概率达到0.9.第十三章 正态分布的概率密度、分布函数、数学期望与方差一、设随机变量X 服从正态分布)2,1(2N ,求(1))8.56.1(<≤-X P ;(2))56.4(≥X P .解:(1) )4.2213.1()8.416.2()8.56.1(<-≤-=<-≤-=<≤-X P X P X P 8950.09032.019918.0)]3.1(1[)4.2()3.1()4.2(1,01,01,01,0=+-=--=--=ΦΦΦΦ(2) )78.12178.2(1)56.4(1)56.4(<-<--=<-=≥X P X P X P )]78.2(1)78.1(1)]78.2()78.1([11,01,01,01,0ΦΦΦΦ-+-=---=.0402.09973.09625.02=--二、已知某种机械零件的直径X (mm )服从正态分布)6.0,100(2N .规定直径在2.1100±(mm )之间为合格品,求这种机械零件的不合格品率. 解:设p 表示这种机械零件的不合格品率,则)2.1100(1)2.1100(≤--=>-=X P X P p .而)26.01002()6.02.16.01006.02.1()2.1100(≤-≤-=≤-≤-=≤-X P X P X P 1)2(2)]2(1[)2()2()2(-Φ=Φ--Φ=-Φ-Φ= 9544.019772.02=-⨯= 故0456.09544.01=-=p .三、测量到某一目标的距离时发生的误差X (m)具有概率密度3200)20(22401)(--=x ex f π求在三次测量中至少有一次误差的绝对值不超过30m 的概率.解:三次测量中每次误差绝对值都超过30米可表为}30{}30{}30{>⋃>⋃>=ξξξD 第三次第二次第一次因为)40,20(~2N ξ,所以由事件的相互独立性,有31,01,033)]25.0(1)25.1([})3030{(})30{()(ΦΦ-+-=>+-<=>=ξξP ξP D P13025.05069.0)8944.05987.02(33≈=--= 于是有86975.013025.01)(1}30{=-=-=<D P P 米至少有一次绝对值三次测量中ξ.四、设随机变量),(~2σμN X ,求随机变量函数Xe Y =的概率密度(所得的概率分布称为对数正态分布).解:由题设,知X 的概率密度为)(21)(222)(+∞<<-∞=--x ex f x X σμσπ从而可得随机变量Y 的分布函数为)()()(y e P y Y P y F X Y ≤=≤=.当0≤y 时,有0)(=y F Y ;此时亦有0)(='y F Y . 当0>y 时,有dx ey X P y F yx Y ⎰∞---=≤=ln 2)(2221)ln ()(σμσπ.此时亦有222)(ln 21)(σμσπ--='y Y eyy F .从而可得随机变量Y 的概率密度为⎪⎩⎪⎨⎧>≤=--.0,21;0,0)(222)(ln y e yy y f y Y σμσπ五、设随机变量X 与Y 独立,),(~211σμN X ,),(~222σμN Y ,求:(1) 随机变量函数bY aX Z +=1的数学期望与方差,其中a 及b 为常数; (2) 随机变量函数XY Z=2的数学期望与方差.解:由题设,有211)(,)(σμ==X D X E ;222)(,)(σμ==Y D Y E .从而有(1)211)()()()()()(μμb a Y bE X aE bY E aX E bY aX E Z E +=+=+=+=; 222212221)()()()()()(σσb a Y D b X D a bY D aX D bY aX D Z D +=+=+=+=. (2)212)()()()(μμ===Y E X E XY E Z E ;)()()()()()()()(22222222Y E X E Y E X E XY E Y X E XY D Z D -=-== )()()]()()][()([2222Y E X E Y E Y D X E X D -++= )()()()()()(22X E Y D Y E X D Y D X D ++= 212222212221μσμσσσ++=.第十四章二维正态分布·正态随机变量线性函数的分布中心极限定理一、设二维随机变量),(Y X 服从二维正态分布,已知0)()(==Y E X E ,16)(=X D ,25)(=Y D ,并且12),cov(=Y X ,求),(Y X 的联合概率密度.解:已知0==y x μμ,416==x σ,525==y σ,53),cov(),(===y x Y X Y X r σσ.从而 2516)53(1122=-=-r ,5412=-r .进一步按公式])())((2)([)1(21222222121),(yy y x y x x x y y x r x r y x ery x f σμσσμμσμσπσ-+-------=,可得),(Y X 的联合概率密度为)2550316((322522321),(y xy x e y x f +--=π.。

(完整版)《概率论与数理统计》讲义

(完整版)《概率论与数理统计》讲义

第一章 随机事件和概率 第一节 基本概念1、排列组合初步(1)排列组合公式)!(!n m m P n m -= 从m 个人中挑出n 个人进行排列的可能数。

)!(!!n m n m C n m -=从m 个人中挑出n 个人进行组合的可能数。

例1.1:方程xx x C C C 76510711=-的解是 A . 4 B . 3 C . 2 D . 1例1.2:有5个队伍参加了甲A 联赛,两两之间进行循环赛两场,试问总共的场次是多少?(2)加法原理(两种方法均能完成此事):m+n某件事由两种方法来完成,第一种方法可由m 种方法完成,第二种方法可由n 种方法来完成,则这件事可由m+n 种方法来完成。

(3)乘法原理(两个步骤分别不能完成这件事):m ×n某件事由两个步骤来完成,第一个步骤可由m 种方法完成,第二个步骤可由n 种方法来完成,则这件事可由m ×n 种方法来完成。

例1.3:从5位男同学和4位女同学中选出4位参加一个座谈会,要求与会成员中既有男同学又有女同学,有几种不同的选法?例1.4:6张同排连号的电影票,分给3名男生和3名女生,如欲男女相间而坐,则不同的分法数为多少?例1.5:用五种不同的颜色涂在右图中四个区域里,每一区域涂上一种颜色,且相邻区域的颜色必须不同,则共有不同的涂法A.120种B.140种 C.160种D.180种(4)一些常见排列①特殊排列②相邻③彼此隔开④顺序一定和不可分辨例1.6:晚会上有5个不同的唱歌节目和3个不同的舞蹈节目,问:分别按以下要求各可排出几种不同的节目单?①3个舞蹈节目排在一起;②3个舞蹈节目彼此隔开;③3个舞蹈节目先后顺序一定。

例1.7:4幅大小不同的画,要求两幅最大的排在一起,问有多少种排法?例1.8:5辆车排成1排,1辆黄色,1辆蓝色,3辆红色,且3辆红车不可分辨,问有多少种排法?①重复排列和非重复排列(有序)例1.9:5封不同的信,有6个信箱可供投递,共有多少种投信的方法?②对立事件例1.10:七人并坐,甲不坐首位,乙不坐末位,有几种不同的坐法?例1.11:15人中取5人,有3个不能都取,有多少种取法?例1.12:有4对人,组成一个3人小组,不能从任意一对中取2个,问有多少种可能性?③ 顺序问题例1.13:3白球,2黑球,先后取2球,放回,2白的种数?(有序) 例1.14:3白球,2黑球,先后取2球,不放回,2白的种数?(有序) 例1.15:3白球,2黑球,任取2球,2白的种数?(无序)2、随机试验、随机事件及其运算(1)随机试验和随机事件如果一个试验在相同条件下可以重复进行,而每次试验的可能结果不止一个,但在进行一次试验之前却不能断言它出现哪个结果,则称这种试验为随机试验。

概率论与数理统计试卷标答(湖工工程)

概率论与数理统计试卷标答(湖工工程)

概率论与数理统计 课程( A 卷)(11gb 机制5,6,7,8)答案及评分标准一、 填空题:1. A B C2. 0.23. 24. 125. 2(1)χ 二、选择题:6.B7.C8.B9.A 10.C 三、计算题:11.记事件:i A 任取一件元件,来自第i 车间(1,2,3)i =; 事件:B 任取一件元件为次品. 由题意有1()0.35P A =,2()0.50P A =,3()0.15P A =;及1()0.03P B A =,2()0.04P B A =,3()0.05P B A =,……4分 (1) 由全概率公式得所求概率 31()()()0.038i i i P B P B A P A ===∑. …………..8分 (2) 由贝叶斯公式得 11131()()21()0.276376()()iii P B A P A P A B P B A P A ====∑ …………..11分12. (1) {2}(2)ln 2P X F <==; ………….3分{03}(3)(0)1P X F F <≤=-=; …………..6分(2) 1,1()()0,x ef x F x x ⎧<<⎪'==⎨⎪⎩其他 …..……11分 13. ()(2)0.400.320.30.2E X =-⨯+⨯+⨯=-; ………..3分2222()(2)0.400.320.3 2.8E X =-⨯+⨯+⨯=;………..6分[]22()()() 2.76D X E X E X =-=; ………..8分22(35)3()513.4E X E X +=+=; ………..11分 14.(1) 由(,)1f x y dxdy +∞+∞-∞-∞=⎰⎰得 211214121x c dx cx ydy -==⎰⎰,故214c =;………..5分 (2) 2621(),11()(,)80,X x x x f x f x y dy +∞-∞⎧--<<⎪==⎨⎪⎩⎰其他;…..8分527,01()(,)20,Y y y f y f x y dx +∞-∞⎧<<⎪==⎨⎪⎩⎰其他; …..11分15.由题意有 ()1E X =,()4D X =;2)(=Y E ,9)(=Y D , 则 ()()()()123E Z E X Y E X E Y =+=+=+= …………3分()()()2(,)D Z D X D Y Cov X Y =++()()29D X D Y ρ=++= ……7分(,)(,)(,)(,)Cov X Z Cov X X Y Cov X X Cov X Y =+=+()2XY D X ρ=+= ……10分31)()(),(==Z D X D Z X Cov XZ ρ ………………….13分16. (1)令11μ=A ,其中X A =1,1101()(1)2E X x x dx θθμθθ+==+=+⎰, 代入得 12X θθ+=+ …………4分 得θ的矩估计为112ˆ+--=X X θ. …………6分 (2)设n x x x ,,,21 为一组样本观察值,则 似然函数为11()(,)(1)nni i i i L f x x θθθθ====+∏∏ …………9分取对数 1()(1)ln ni i LnL nLn x θθθ==++⋅∑令 1()ln 01ni i dLnL n x d θθθ==+=+∑ …………12分得θ的极大似然估计为1ˆ1ln nii nxθ==--∑ …………13分。

概率论与数理统计(经管类)第一章

概率论与数理统计(经管类)第一章

概率论与数理统计教材:《概率论与数理统计》(经管类)课程代码:4183柳金甫王义东主编武汉大学出版社本课程的重点章是第1、2、3、4、7、8章.(1)试题的难度可分为:易,中等偏易,中等偏难,难。

它们所占分数依次大致为:20分,40分,30分,10分。

(2)试题的题型有:选择题(10*2=20分)、填空题(15*2=30分)、计算题(2*8=16分)、综合题(2*12=24分)、应用题(1*10=10分)。

(3)在试题中,概率论和数理统计内容试题分数的分布大致是75分和25分.序言概率论是研究什么的?概率论——从数量上研究随机现象的统计规律性的科学。

数理统计——从应用角度研究处理随机性数据,建立有效的统计方法,进行统计推理。

目录第一章随机事件与概率(重点)第二章随机变量及其概率分布(重点)第三章多维随机变量及其概率分布(重点) 第四章随机变量的数字特征(重点)第五章大数定律及中心极限定理第六章统计量及其抽样分布第七章参数估计(重点)第八章假设检验(重点)第九章回归分析一、两个基本原理1、乘法原理(分段)如果某事件需经K步才能完成,做第一步有m1种方法,做第二部有m2种方法。

第K步需要m k中方法,那么完成这件事共有m1×m2×m k种方法。

2、加法原理(分类)如果某事件可以由K类不同途径之一去完成,第一类有m1种完成方法,第二类有m2种完成方法,第k类有m k种完成方法,那么事件共有m1+m2+m k种方法。

二、排列1、排列从n个不同元素中任取r(r≤n)个元素排成一列(考虑元素次序)称此为一个排列,此种排列的总数记为。

按乘法原理,取出第一个元素有n种取法,取出第二个元素有n-1种取法……取出第r个元素有n – r +1种取法,则有=n×(n-1)×…×(n-r+1)=当r = n时,则称为全排列,排列总数为= n!2、可重复排列从n个不同元素中每次取出一个,放回后再取下一个,如此连续r次所得的排列称为可重复排列,此种排列总数共有n r个。

概率论与数理统计习题册解答(合工大)

概率论与数理统计习题册解答(合工大)

第一章 概率论的基本概念习题1—1 随机事件1.设C B A ,,表示三个事件,试将下列事件用C B A ,,表示出来: (1)C A ,都发生,B 不发生; 【 ,ABC AC B - 】 (2)三个事件中至少有一个发生; 【 A B C 】(3)三个事件中至少有两个. 【 ,AB ACBC ABC ABC ABC ABC +++ 】2.设某人对一目标接连进行三次射击,设{i A =第i 次命中}123i =(,,);{j B =射击恰好命中j 次}0123j =(,,,);{}0123k C k k ==三次射击至少命中次(,,,). (1)通过321,,A A A 表示2B ; 【 2123123123B A A A A A A A A A = 】(2)通过123,,B B B 表示2C . 【 223C B B = 】3. 设,,A B C 为三个事件,指出下列各等式成立的条件. (1)A C B A =; 【 A BC ⊂ 】 (2)A B C A =; 【 B C A ⊂ 】(3)A B AB =; 【 A B = 】(4)()A B A B -=。

【 AB φ= 】习题1—2 概 率1.设111()()(),()()(),(),4816P A P B P C P AB P AC P BC P ABC =======求下列事件的概率: (1)()P A B C ; (2).)(C B A P 解 (1)3317()()()()()()()()481616P AB C P A P B P C P AB P AC P BC P ABC =++---+=-+= (2)()9()1()16P ABC P A B C P A B C ==-=.2.从5双不同尺码的鞋子中任取4只,求至少有2只配成一双的概率.解 12112542254101321C C C C C p C +==, 或 411115222241013121C C C C C p C =-= .3.从[0,1]中随机地取两个数,求下列事件的概率:(1)两数之和小于54;(2)两数之积大于14; (3)以上两个条件均满足.解 (1)设A :两数之和小于54, 则有133123244()132P A -⨯⨯==. (2)设B :两数之积大于14,则有1141(1)314()ln 2142dxxP B -==-⎰.(3)11451()3113315144()ln 2ln 2142244322x dxxP AB --==--⨯⨯=-⎰.4.旅行社100人中有43人会讲英语,35人会讲日语,32人会讲日语和英语,9人会讲法语、英语和 日语,且每人至少会讲英、日、法三种语言中的一种,在其中任意挑选一人,求此人会讲英语和日语, 但不会讲法语的概率.解 设A :会讲英语,B :会讲日语,C :会讲法语.则有:()P ABC =329()()0.23100100P AB P ABC -=-=.习题1-3 条件概率1.根据对电路停电情况的研究,得到电路停电原因的一下经验数据:5%是由于变电器损坏;80%是由于电路线损坏;1%是由于两者同时损坏. 试求下列各种停电事件发生的概率。

概率论与数理统计(理工类第四版)第三章多维随机变量及其分布习题答案

概率论与数理统计(理工类第四版)第三章多维随机变量及其分布习题答案

第一章多维随机变量及其分布二维随机变量及其分布设(X打的分布律対1^6 19 1/181'3 M 19求口-解答=由分布律性质工A - L可知I 6+ 1/9^1 "lfi +1/3 +"+ 1/9-1, 解得£戸込I习題2(丄)2.ig {X, F)的分布ill數为Fa. J'),试用尺工门表示:尸治Gf £仇F g匸}-尺机t)-尺“疋),,习題2(2)I2.® (尤n的分布函勒为川斗理),试用/-UJ)表示:(2)p;o<y<忙;尸出町yg冇j =鬥+卫』)三尸(+ 00'0)・习題24)]2■设g y)的分布働対珂扎小试用表示;(3)門疋>0, y<^i *尸尸<郴=F(+<K上)—尸他[解答=1P{max|A; n ^0| -P{Y, 少•个夭于J'O}=pgo} + W20} -P{X20. y纫4 4 3 5**7 7 7 7习題5丨(Kn只取下列数值中的值:(0.0), (-1, I), 、(2.0)且相应釈率依次为扌,,缶存请列出(x,r)的畴分布表,并写出关于啲边缘分布・解答^(I )因为所给的一组槪率实数显然均大于驭 且有1 + 1 +补+刍=1,故所给的一组实数必6 3 12 12是某二维随机变蚩(x,r )的麻合概率分布.因(* D 只取上述四组可能值,故事件:-I, r^Ob <X ・0・ y=-h{X- 0, r-1 H |x= 2・ n {*■ 2. y -1},均为不可能事件,其概率必为®.因而得到下表!0 1/3(2)F{f ・0}«P{X=-i, Y 0} +P{X-o, y=o} +P{%・2, r-0} n I 5 7=0H — + —=—,6 12 12同祥可求得P W >I 3j关于的y 边缘分布见下表^0 1/3 712 1/12 1/3 设随机向量(A ; K )服从二维正态分布M ()・(h 101101()),其低率密度为1 "八"2«0n求 PIX^Y].解答=丨由于尸氐W Y] 4 P{x> r} = h 且由正态分布图形的对称性,知円 XS n = P{x> r\,故 P{*S Y} = ;.习題7设®机变*(& D 的概率密度为7(6-Jf-卩),0<1<2,2<v<4'-I 0. Mt则⑴确罡常数灯(2)求P{Xvl 』v3”(3)求PXvlS}; (4)求P{X+y<4}・1/65-42 1/12 0 0 1/3 012 p{y=】r,解答;1如s所示(I)由「J:/(x,y)心a”. I >确定常数人-JJ^Z:(6-X-yydydx = Hj6-Ixydx = 8A = I ,⑵ P{X< l,r<3) = 4寸;1(6 7-刃在u 扌・⑶ P{X<\.5}=£ rfx£i(6-j-y)</v=寻.(4) P{无4人42J施广i(6_x-y)妇扌.[习題8」_____________________________________已知财口y的联合密度为C 、'w.OSMl.O 幻 G f{x. V)= <■ K 0, 氏它试求:(I)常数(2)尢和y的联合分布跚凡2).解答=1⑴由于TH :/(x, y)dxdy =41 xytfxdy = ~,E = 4 .⑵当X M 0或y 5 0时,显然Fg y) = 0 J当x2 1,y2l日寸,显然F(x,>■) = H设OSM I、0^> < I 有E(x, y} = P J* /{u, v}duJ\ =4(严也卜也=巧》^;设05x<l , v>l;有F{x,y}= P[X< l,K< vJ = =jr)最后,设xA(b OMpSl,有F(jr,v)= P[X< I, y<v\ =4jjM寸;vdv = r. 函数F(儿y)在平面各区域的表达式0, x<0i^<0F, 0<.v< i.>-> lF(")=巧人0<x< 1、0<y< I .r,x>i,OSySI习題9设二维随机变量伉,D的柢率密度为£[4・8只丨-X). 0<xS l.JT <y< 1心”0, ft它解答:人仗)■匚/Z)创f 4剛1 -x)a 几0, 其它2.4(l-F)(I-x), OSxSl ~1 0,其它♦_ 们4・8叩-x)dx, O£yW I0, H•它_ 2.4r(2-y), OSvSl0,其它•习a丄0 I设ee在邮刼"所ffl戒的区域仃里服从1祠分布J求联台廿布啻虜和边缘分布密度.E域G的面积月三J:b -论==,由题设知(X n的联合分布密度为6, 0盂』MhrWyW.Y/gm 二①11它”从而八h.v)fA =叮:创=(心rb s哲I,&0:—护h 0 W岸兰1.心卞)=J 3(),JI它同样的/ ") =「:rg处=或:必=6由-.V),u^v< 1^即# f小刃-1■ '■ 1 0, R L ■条件分布与随机变量的独立性二维随机变量(尤n的分布律为0 17/15 7.307/30 1/15(1)y的边缘分布律J(2)求Pr=o|x=oh P w=iro};⑶判定兀与y是否独立?解答:1⑴由(XJ)的分布律知b y只取0及1两个值・P{y=0} = P{x = 0j = 0} +Pb= l,j = 0;=«j^ +寺= 0.7,j-(j JO 15(2)P{y=Qx = 0}= P{x"0」"0} = ? ?* P{x = 0} 3⑶已知P{2 0,尸= 由⑴知Ptv=0i=0.7,樂以可得尸仪=0}-0.7.因^鬥20,尸0}*{.20}•氏2(1},所以*与y不独i・将某一医药公司9月份和8份的膏莖素针剂的订货里分别记为X与y.据以往积累的资科知X 和y的联合分布律为51 52 53 54z51 0.06 0.05 0.05 0.01 0.0152 0.07 0,05 0.01 0.01 0.0153 0,05 0.10 0.100.05 0.0554 0.05 0.02 0.01 0,01 0,030.05 QM005 0.01 0-03(1)求边缘分布律;(2)求X月份的订单数为51时,9月份订单数的条件分布律.解答=丨X5152 53 54 55 0J8 0.15 035 0.12 0.20 *对应丸的值,将每行的祗率相加b 可得円/"・}•对应y 的值(最上边的一行b 将S 列的柢率相加 可得p{y 可:•52 53 54 55~~6^2~0^~0.13 •⑵当y - 51B 寸'X 的条件分布律为鬥Ei,備宵严=粽,"5WK55.列表如口习题3 1 已乳(X n 的分布律如下表所示y-^ -1^LrL •(1) uy=i 的条件下,戈的条件分布律,(2) 在X«2的条件下,y 的条件分布律.f 解答=1由麻合分布律得关于X. y 的两个边缘分布律为故⑴在y-1条件下,尢的条件分布律为_0 1 23/11 8/11 0 ⑵在X=2的条件下.y 的条件分布律为4/7 0 3/7(I)边缘分布律丄 X "719/24 8/24 7/241024 11'24 3/24由尢与y 相互独立知PiX=x,. r=j ;j=P{X=xJP{y=yJ, /=l,2,3.4, 7=1,2.3, 从丽(A ; y )的K 合祗率分布为P{X+y=\}= P{X«・ P{X«O, y=l}=—+ — = 16 4K 12P{X+ y*0} = I - P{X+ F 二0}= 】-P{X 二-b y=i}-p4x== -二2 2 1 I 32S12 6 4习題5丨丸与y 相互独立,其概率分布如表S )及表⑹所示,求:(KK )的联合概率分布, Pj%+r=iH P{*+y*o}・-20 1/2-1/2 1/4 1/3 142 1/31/21/4 1/4表3)解答: (I)由题设易知fk I人(-4—, I a M 尼又y 卜相互独立,故A ■与》的联合槪率密度为L tk 找它⑵因2有实根}-:判另弑A=-4A^'-4ys()! - {用2鬥,I + y-yr舌则图所示得到:、 」■尸加有实根} =P {X-> Y } = H “儿 ,曲T 町V 讪」/「 rr '%工=l - ; ."dr-r HLclx-二维随机变量函数的分布r?=1 一莎J 壮一丘『厂必■ ■ =]—血他⑴―山⑹,又tl>(IJ-0.MI.3 I 小(冊三2^于杲巾(I)-伽(0)-03413』所以 尸旧有实根! = 1 — 血冲(I)—职仙] -2.51贰0加13 = (1」4工=-t(i )z=r +y 酚布律为•2 0 A 1/10151/2 110 no-2 1/21/5 1/10 1/10 1/10J/2 1/51'5 3/10 151 10(4)Z.max1Xri 的分布律习那]设二维隨机向S (x, y )眼从矩形区,或D “(2)IOSM 2・0<八H 的均匀分布,且 ■ , fo.xsy “ 3*s2yU=1 ; v=)J, x>2r解答:I依题(U 耳的概率分布为P{CZ=O, V^Q}^P{X^KX<Y\=P{X^Y}咖:扑w ,p{(7=o,I j = P{XM};x>2r}M(bp {c/=i,r=o}=p {x>y,x<2y}=p<y<xs2Y}=例:5心,p{u-1, r-1}=1 -p{r=o, r=o|-P|c/=o, r= i }-p {u= i, r=o} = iz2,(3) Z 二*"的分布律-2 1/101/57/10[\.X> y求0与A 的联合概率分布.I习題4 I设(x,r)的联合分布密度为I E —e " 2n求2的分布密度.解答:依翹意,由_____当xO时,FX Z)=P(0)=O J当沦0时,F^z).P{X'+r'^z^)- JJ /{x.yydxdy・« ・1 ■p・5 =-j;x^ 曲» [g ,dp■ 1 - e •故2的分布函数为FQ・0, 2<02的分布密度为ze \ 2>0L 0, 2<0习題5〕颇机变量(X "师率密度为・a + v)<? A”, x>0.y>0r(x 丿” \ 2I 0,煤它(I )冋;V 和y 是否相互独立?(2)求7«* †+ y 的概率密度• 解答=1(|)/7力=厂/("曲依题童,x,y 的柢率密度分布为fl, Owl心0.其它'由卷积公式得Z«x+ y 的概率密度为//2)=匸:/(xteG ~x)dx,于是当 0<x<l, z-x>O01,广(x)j?U-x)*O,故兰 Ovx<Nv I 日寸,有 /'/z)=£t* '• m 办=1-t? r ;当沦I 时,有//z>=£e» *■ **rfr=e*即2的駅率密度为x> 0 一时,/(X. z-.v)*O,所 X<2-xe ^dx = —z^e :. ? 2习题6 1设随机变S* y相互独i,若刘艮从(0, I)上那咖布,}服从参数I的指数分布,求随机变量z=x+y的率密度.解答=IQp八0鮒)0. «它■-e—e0<二<I习題7 I0. VMO01lt0, M<0 (1-C 于丁〒OS“vl ・设随机变量(X y)的槪率密度为bgWj 0<xvl,0<y<+80,具它(1)试确定常数切⑵求边缘概率密度/e), ⑶求函数U= max数.⑴由J 工 J{x,y}dxdy = 1 ,确定常数 b.J ;厶J ;仏 'e Py-W-e *)/(x.y} =-—e Ovx< 1,0vyV+8 e~'0, 其它(2)由边缘概率密度的定义得--- e 0,-e(叫几Ovxvl 淇它0. «它~e0•氏它I0,氏它⑶因为/(x,j)=/,Xx)/,<v),所以龙与y 独立,故F(W) = Pfmax {兀 Y] W i/} =P{X^ u, r<H J =fyw)FK■ f ] ■ JI其中 Fv(X)-£-j-^<// Ovxvl,所以0, H SO-eI -a-,Q<x< 1 •"1同理£c ⑷,0<y<+ « 1—严;0vy<4oo0, y<0习題7 I1 -<?',习題B设系统丄是由两个相互独立的子系统丄和E 职串联方式联接而成,人和丄,的寿命分另I 伪A 与 b 其概奉密度分另怙,隹(h ・)i(K .Y<0解答:设 Z-inin{y, V\ 则F(d = FM>二}-你miti{*= }= l-r|niiii(-\; }-r{X^2. } S J} =1-IIP""川 1 —珥 ^二}|= }-[}-F,[=]][}=由于* z>0认 z<nf I -r 巴 z>0 尺㈡* I 0, Z<n0, z<(l从而3>()习题9设随机变童疋湘互独立』且服从.同一分布』试证明;P {(t < niiniX 卄"2 [鬥出]丄—[PiX> * 口»ff 答:设血i^F}二乙则尸旧wruMfJ ; F)"} =£//>) = ◎(&)』/7二尸尸{min f A ;打"} — 1 —鬥min |兀 冷“} -l-nX>z r>r^- I -F{#dz}P{FHz} 二丨TFfvr 门代入得/^{u<imii{A ; n 5; = I - If {人、忧F-(l -f汗}打""耐证毕.复习总结与总习题解答0. v<()苴中,』>{),“〉(b 回,试束系?盍丄的寿命Z 的柢率密Rr) = *1 —严+吒£>0习題1丨在一箱子中装有12只开关,其中2只罡次品,在其中取两次,毎次任取一只,考虑两种试殓;(I )放回抽样八2)不放回披样•我们走义随机变量X. y 如下:-0若第一次取出的是止品"":1■芳® —次取卅的走次品' 解答:(I )有放回抽样,(X, n 分布律如下:p.v=o,r=o, = ^ = g,P{x=.,x=o, = ^ = l(2)不放回抽祥,(尤n 的分布律如下:P{X=(). y=()} =竺11 =竺,P{x=o,y=i} =史11 =凹12x11 66 12x11 66 P {灼,—“^二黑砒"—2二=£ 12x 11 66I2x II 66假设随机变量y 服从聲数为1的指数分布,随机变量母屮仟仏3求(兀冷的联合分布率与边缘分布率.0■若第二次取Hi 的是lE 品 1,若箔一次取出的是次跖 砂别就(I ),(2)两种谢兄,写出/和 > 的联合分布律•Y=<劭y服从劳数为啲指数分布,血=『电"|,所以有11,若 1= I} = P| y> I} = J* % ^dy = c ',f{y, = 0} = l-eP{X=I}= P{y>2}=J;l 'dy = e 2,P{Xj = O} =1 -e 2,= l)=P{y>2)=e SrjA^,= l,Yj = O( = f{X,= l}-r{X, = UXj = l} =e '-e P{X, = O,A;=O}=P{r^t!= !-<?*',p {/=o,& = H = Ptv,=o}-PM>o,y=o}=(), 故e,Ay联合分布率与边壕分布率如下表所示: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只香嵐今从袋中随机抽出4只,以乂记橘子数,y记苹果数,求gn的联合分布•解答=IX可取值为0,1,23 y可取值0, 1,2,则Ptv=o, r=o3=p{0( = o, P{Y=o, y=i}=c:c;c"c;=2/7o, 門X=o, y=2} =C;GC:/C:= 3/7O, = 1, r= GJ = CjC^Cj/C'; = 3/70,P{X= I, Y=\}= C;C;G/G = I 8/70, P {%= I, r=2} = C;C;C;/C = 9/70,P{X=2, r=<)}=qc^c5/C; = 9/7O, P{X = 2, r=|>=c^cjc;/q= 18/70, 門X=2,r=2}=C;C;C;/C; = 3/7(b P{X=3, r=()! =C;C;rl/C;=3/7O,P{X=3, r=l5=C;CX7C'; = 2/7O, P|Y=3, X=21=PJ0} = O,所以,(X, 合芬布如下:设斑机变量兀与y相互独立,下勵tt 了二维随机变量(x, n的联合分布律及关于尢与y的边缘分布律中的部分数值,试将其余数值《入表中的空a处:解答=]由题设X与y相互独立》即有"厂几几0- 1.2; R 1,2,3),又由独立性,有故化笃从而円产5・方-§,又由几产几P"即从而P产才类似的育I 1 3卩严亍如蔦'卩2蔦将上述数值填入衰中有(2)(x(一=呼Array n s鎗當墨(2)因窗賞J: 2X0-r叭工 <dsxa 一灶yAI-B 「FumnoJ◎脏一八 2yI -讥弋A o 畀-F(XQ )H P C SH一・y H—二 H -、4J 显X22、—-^ycoBq》 F (X ・S H 2X »一•y" — 二4P亠尢》2・y »— 二H5二2j显一人xa2;>0尹F (x・0»^x»-・ T—二*史XH 厂◎肛X W2;W O 尹/%R・Y )H P K H一・n H —二+2X H2・ PH I 二 + p 亠X H 厂 〉+解答:I 2应彳,£.由分布律的性质可知I 九=丨,故习題9 I _________________________ 设H 随机变量(尤naw 率密度函数为Ct?0,儿它⑴确定常数门(2) 求X"的边缘概率密度函数J (3) 羽联合分伟国数尸(X 』); (4) 求 P{ysx}; (5) 求条件槪率密度函数 (6) 求P{X<2\Y<\} •I 解答=1⑴由匚工 /(X, y](ix(iy^ 1 求常数 f - i :r-即0+0=■•3又因九与y 相互独立,故pjx=A r=ZJ = P^x=/iP{X=7b 从而 «・P{*・2, K-2}«P{r -i|P{r-/!r 1 VI 、V9 A4J2 *6,0 = P{X=3、X=2}=PJT=3JP{Y=2} fl I -+ -U 31+#]转1+0A3*3. 〔訂⑵A(x)=J y(x,v)Jv =■「2宀“ x>020・hx>O/Q) ■匸/(xj)必= J 「2eW 血y>00, «它严y>0 10, ySO(3)f J 〉■ r r /(“• v}dvdu< ■«! .rXJJ :2° 叫'dvdu. x>0,r>0 0,氏它J(1-宀)(iy)・ x>0,y>0 "I 0.其它•(4) 門卩£卫=厂叫2€ % 7/1 =j^ 2e -'(I-e ")必=\(5) 当八0时,,2r — ♦<-x>0 J2e, x>0 0. x<Q to ,"0(6) P{X< 2|r<I} = P'Xu 2,F(2, 1) (\-e-■ --------- : --- = 1 — e?0. xSO二/(")二J:e M 设随机变置以槪率I取值为(b而y是任—e意的随机变量,iiP加与丫相互独立.解答=I因为必的分布函数为0, %r<offfF(x)=< . 7〔1,畑側设y的分布因数为几0), (x, n的分布国数为Fgy),则兰工"时,对任意厂有F{x,y} = P{X<x, Y^y} = P{{X<x}r>(y<y}}= F{0C(F)}=F{0}=O= F3F3当20时,对任意F,有川儿卩)-PiX<x, Y<y} - P {(XS)c(FQ,)}- 勺刘-/>{〉<,} = FQ)=F/MO).依罡义,由Fg y) = F#r)厲仞知,北与V独立.设连续型随机变S(x,y)的两个弁S尢和*相互独立,且服从同一分布,试证P{X<Y\ = \fl.解答:I因为A; y独立,所咲/(X」)=//x)/)0).P伫r:=『心刃艸 =口/的/QMS•cSy jrSr■ {二[/0龙8^0皿皿・「:[/\0)尸0)]妙=J /^XvWv)=—L:=-.J" 2 2注:也可以利用对称性来证,因为X」独立同分布,所以有P\X<Y}=P\y<X\,而p{xs rj \ P{X2 Y} = \,故F{/Vsr}-I/I2.习題121设二维随机变量(A ; D 的联合分布律为“2 X 、 a 1/9 c? "9A13若久与y 相互独立,求参数a,人C 的值• 解答:]关于*的边缘分布为a + - A+ - C —9 93关于y 的边缘分布为,4 fl + c+ • b+ • 99 由于X 与y 独立,则有几2=P 、Pa 得 ( ./>= b4- /)+V 9八 由P\2訴P"得由式①得"二彳,代入式②得"右,由分布律的性质,rt + />4c + — + - -1—9 9 3代入"IV g?得心•易验证,所求绒也C 的值,对任倉的j 和/坷荐足甘化XPj.因此,所求依处的值为"丄,』,c=l18 96P K/ f9.习題14 I设(工K)的联合密度I 邂故为P ,『打匕用f(x,y)=< H R ・ ,0, K 它⑴求北与^的边缘概率密度;(2)求条件概率密度,并问龙与y 是否独立?⑴当 *<-/?或^>/?时,f/x) = J ^/(x, y)</v=J *0命=0; 当一RS T WRE 寸,AW 叮并』如爲几4 =务戸• 于是'乍■尺"/Q) = 1宛斤V 0,兀它由于X 和y 具有对称性,同法可得y 的边缘#[率密度为/爲光厂,*曲0,其它值位于IM W J R ' -}2这个范围内,/'(儿y)才有非零JlR1/ 灿)=-7 —= / . 2 '即件1R 率密JS 为—r===, 1X |M JP ■“ /WMy)= 2j 用-尸0, 它同法可得X= X 时y 的条件祗率密度为f« 2{疋-£ .(),It 它 由于条fMR 率密度与边編R 率密度不相等,所以尢与y 不独立.⑵/>0卜)=少亠,注意到在y 处X ・/心)值,敌在此范團内,有霞 一5H H-心鼻働奮吐長o r n +y 叭Z)MOJ肛0览八一孚- Es«pbv+yn 一—=n (n d oe+r*r;令«z{2lz)l5(2lzr+ (hl-)2J吐ZW2鼻』=/'(XG)4zva ・nfuYfyxan一 • 3 0.2(21^13(21* I VN A O22搭AS H 一 2 I P匚P一从0人2・t 习題IT I设H 随机娈量(X X)的概率密度为2g52.q 2()j>00,其它 求随机变Sx-乂+2y 的分布佛.按定义/7Z) = P{x 千即当 ZM0时,F/Z)= JJ f{x,y}dx<iy = JJ 0厶妙=0.J( *2*" X * 2> S J 当-A O 时,F/Z)= JJ /(斗划厶亦I 叫幼 J *2yS :=£e '(I - e" 9iZv=[(e “-e •)<Zx = [-e"*^|^-ze'* =l-g7-二 g7,0, 注0习題W 1设随机变MX 与y 相互独立,其概率密度函数分别为Ae^\y>010. yso驰(I)常数‘4; (2)随机变量Z-2X+ >的概率密度(酬•(1) 1 «「:/0)心《」「才吆 3" •(2) 因^与F 相互独立,故(A ;y)的联合概率密度为e"\ OS N M I, v>0 •, 0,氏它 于是当zwO 时,有F ⑵二P{2W Z }M P{2X+ r^r}=Oj当OS 注2时,有F(z) = P{2X +ysz}=['住% VvJ 如当A 2时,有F(z) = P{2X+ ys2}=f :次匸 \ Vv =j^(l 仙.利用分布1跚法求^寻7亠2X+ y 删率密度a 数为0,匸<0(M -1)0 ¥2.沦 2{//*)= (l-e 9/2, O<2<2・/g)=故分布酗为F") M \1 ^-se •, z> 0 一、I.OSxSl 八、朋£・其它,如十习ai9 I is 阴机变量K.y 相互独立,若尤与y 分别服从区间(0, I )与(仇2)上的均匀分布,求U= max{X 幷与 r-minM ; Y\«答=I由题设知,尢与F 的概率密度分别为1, 0<x<1 .0, It 它'于是,①尢与啲分布函数分另|]为0, xMO X. 0 M X V 1, I 1, 21从而U= max{A ; Y ]的分布为K w22故n 的柢率密度为W, 0<u<l/tO/) =②龍,由r,b')=i-[I -F A X 呱 1-®] =人何 + F") -FXv)F,{v) =尸3)+ 厲3)-耳3), 得y=niin{X n 踽布瀏为f 0,OSv< I,故心min W}的概率密度为'3I - - V, 0<v< I.A (v )=b ^,0, K 它注;(I )用卷积公式,主S 的困难在于店丫的《?率密度为分段函数,故卷积需®分段计亀 ⑵先分别求出X 」的分布函数FQ )与FQ ),然后求出片何,再求导得/沖);同理先求 出FQ ),求导即得/a.ri/2.0<>-<2M 0.其它 0. > <0 y/2, OSy V2,F,4w) = FJw)F|-(w) =0, M<0ir/2, 0<«< 1w/2, 1 S w V 2vvO* — Xt习題IT I"如x>00, ,<0 r畔I-/e Wx>0-20. je<o-(X+ l)e \ x>0(),丫<0-(V + I)e \ y> 0由対称+蜘,显然I 0, pMO.Z'g"A(x)/Q),JC>0.y>0, 所以龙与y不独立.(2)用卷积公式求= 当{即•当时,//r) = Oj 当"0吋,/血)=帛于是,z="+y的积率密度为12>0 zMO。

工程数学“概率论与数理统计”测试题参考答案

工程数学“概率论与数理统计”测试题参考答案

工程数学期末复习要点邹斌现在主要讨论工程数学这门课程的考核要求,08秋工程数学考试形式为半开卷,行考比例占30%,我们将分章节复习。

本课程分线性代数和概率统计两部分共7章内容。

分别是行列式、矩阵、线性方程组、矩阵的特征值及二次型、随机事件与概率、随机变量的分布和数字特征、数理统计基础。

第一部分线性代数一、行列式复习要求(1)知道n阶行列式的递归定义;(2)掌握利用性质计算行列式的方法;(3)知道克莱姆法则。

考核要求:行列式性质的计算(选择或填空)二、矩阵复习要求(1)理解矩阵的概念,了解零矩阵、单位矩阵、数量矩阵、对角矩阵、上(下)三角矩阵、对称矩阵的定义,了解初等矩阵的定义;(2)熟练掌握矩阵的加法、数乘矩阵、乘法、转置等运算;(3)掌握方阵乘积行列式定理;(4)理解可逆矩阵和逆矩阵的概念及性质,掌握矩阵可逆的充分必要条件;(5)熟练掌握求逆矩阵的初等行变换法,会用伴随矩阵法求逆矩阵,掌握求解简单的矩阵方程的方法;(6)理解矩阵秩的概念,掌握矩阵秩的求法;(7)会分块矩阵的运算。

考核要求:(1)矩阵乘法(选择或填空)(2)求逆矩阵(3阶)初等行变换法(计算题)(3)求矩阵的秩(等于阶梯形矩阵的非零行数)三、线性方程组复习要求(1)掌握向量的线性组合与线性表出的方法,了解向量组线性相关与线性无关的概念,会判别向量组的线性相关性;(2)会求向量组的极大线性无关组,了解向量组和矩阵的秩的概念,掌握求向量组的秩和矩阵的秩的方法;(3)理解线性方程组的相容性定理,理解齐次线性方程组有非零解的充分必要条件。

熟练掌握用矩阵初等行变换方法判断齐次与非齐次线性方程组解的存在性和惟一性;(4)熟练掌握齐次线性方程组基础解系和通解的求法;(5)了解非齐次线性方程组解的结构,掌握求非齐次线性方程组通解的方法。

考核要求:(1)线性相关性(选择或填空)(2)会求向量组的极大线性无关组(计算题)(3)线性方程组的判定定理(选择或填空)(4)熟练掌握齐次和非齐次方程组的基础解系和通解的求法(计算题)四、矩阵的特征值及二次型复习要求(1)理解矩阵特征值、特征多项式及特征向量的定义,掌握特征值与特征向量的求法;(2)了解矩阵相似的定义,相似矩阵的性质;(3)知道正交矩阵的定义和性质;(4)理解二次型定义、二次型的矩阵表示、二次型的标准形,掌握用配方法化二次型为标准形的方法;(5)了解正定矩阵的概念,会判定矩阵的正定性。

第三章概率论与数理统计——矿大版

第三章概率论与数理统计——矿大版

解 ⑴ 由性质
A dx
0 1
f ( x, y )dxdy 1 可得
y yx
G 0

x
xy dy 1 A 15
2
0
1 x
上页 下页 返回 结束
机动
目录
所以
15 xy , f ( x, y ) , 0
2
0 y x 1, others.
⑵ 由于 F ( x, y )
则 FX (x) P{ X x} P{ X x , Y } F ( x,)
同理可得 FY ( y) F (, y )
研究问题:已知联合分布,怎样求 X,Y 的边缘分布。
例1: 已知 ( X , Y )的分布函数为
(1 e F ( x, y )
P{ X xi , Y y j } pi j
(i , j 1 , 2 , )

称为二维随机变量 ( X , Y ) 的分布律。 性质:1)
pi j 0
2)
p
i 1 j 1
ij
1
机动
目录
上页
下页
返回
结束
将骰子抛两次,X—第一次出现的点数, 例1、 Y—第二次出现的点数,求(X , Y)的分布律。 解: X 1 2 3 4 5 6 Y 1 2 3 4 5 6
2 2
f ( x, y )dydx
12 dydx
பைடு நூலகம்

0
3

4
( x 9)( y 16)
2
.
例6 已知 ( X , Y ) 的概率密度为
Axy , f ( x, y ) , 0

【精品】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完整版

【精品】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完整版

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完整版随机事件及其概率1.1 随机事件习题1试说明随机试验应具有的三个特点.习题2将一枚均匀的硬币抛两次,事件A,B,C分别表示“第一次出现正面”,“两次出现同一面”,“至少有一次出现正面”,试写出样本空间及事件A,B,C中的样本点.1.2 随机事件的概率1.3 古典概型与几何概型1.4 条件概率1.5 事件的独立性复习总结与总习题解答习题3. 证明下列等式:习题5.习题6.习题7习题8习题9习题10习题11习题13习题14习题16习题17习题18习题19习题20习题21习题22习题23习题24习题25习题26第二章随机变量及其分布2.1 随机变量习题1随机变量的特征是什么?解答:①随机变量是定义在样本空间上的一个实值函数.②随机变量的取值是随机的,事先或试验前不知道取哪个值.③随机变量取特定值的概率大小是确定的.习题2试述随机变量的分类.解答:①若随机变量X的所有可能取值能够一一列举出来,则称X为离散型随机变量;否则称为非离散型随机变量.②若X的可能值不能一一列出,但可在一段连续区间上取值,则称X为连续型随机变量.习题3盒中装有大小相同的球10个,编号为0,1,2,⋯,9, 从中任取1个,观察号码是“小于5”,“等于5”,“大于5”的情况,试定义一个随机变量来表达上述随机试验结果,并写出该随机变量取每一个特定值的概率.解答:分别用ω1,ω2,ω3表示试验的三个结果“小于5”,“等于5”,“大于5”,则样本空间S={ω1,ω2,ω3},定义随机变量X如下:X=X(ω)={0,ω=ω11,ω=ω2 ,2,ω=ω3则X取每个值的概率为P{X=0}=P{取出球的号码小于5}=5/10,P{X=1}=P{取出球的号码等于5}=1/10,P{X=2}=P{取出球的号码大于5}=4/10.2.2 离散型随机变量及其概率分布习题1设随机变量X服从参数为λ的泊松分布,且P{X=1}=P{X=2}, 求λ.解答:由P{X=1}=P{X=2}, 得λe-λ=λ^2/2e^-λ,解得λ=2.习题2设随机变量X的分布律为P{X=k}=k15,k=1,2,3,4,5,试求(1)P{12<X<52; (2)P{1≤X≤3};(3)P{X>3}.解答:(1)P{12<X<52=P{X=1}+P{X=2}=115+215=15;(2)P{≤X≤3}=P{X=1}+P{X=2}+P{X=3}=115+215+315=25;(3)P{X>3}=P{X=4}+P{X=5}=415+515=35.习题3已知随机变量X只能取-1,0,1,2四个值,相应概率依次为12c,34c,58c,716c, 试确定常数c, 并计算P{X<1∣X≠0}.习题5某加油站替出租车公司代营出租汽车业务,每出租一辆汽车,可从出租公司得到3元.因代营业务,每天加油站要多付给职工服务费60元,设每天出租汽车数X是一个求因代营业务得到的收入大于当天的额外支出费用的概率.解答:因代营业务得到的收入大于当天的额外支出费用的概率为:P{3X>60}, 即P{X>20},P{X>20}=P{X=30}+P{X=40}=0.6.就是说,加油站因代营业务得到的收入大于当天的额外支出费用的概率为0.6.习题6设自动生产线在调整以后出现废品的概率为p=0.1, 当生产过程中出现废品时立即进行调整,X代表在两次调整之间生产的合格品数,试求:(1)X的概率分布;(2)P{X≥5};(3)在两次调整之间能以0.6的概率保证生产的合格品数不少于多少?解答:(1)P{X=k}=(1-p)kp=(0.9)k×0.1,k=0,1,2,⋯;(2)P{X≥5}=∑k=5∞P{X=k}=∑k=5∞(0.9)k×0.1=(0.9)5;(3)设以0.6的概率保证在两次调整之间生产的合格品不少于m件,则m应满足P{X≥m}=0.6,即P{X≤m-1}=0.4. 由于P{X≤m-1}=∑k=0m-1(0.9)k(0.1)=1-(0.9)m,故上式化为1-0.9m=0.4, 解上式得m≈4.85≈5,因此,以0.6的概率保证在两次调整之间的合格品数不少于5.习题7设某运动员投篮命中的概率为0.6, 求他一次投篮时,投篮命中的概率分布.解答:此运动员一次投篮的投中次数是一个随机变量,设为X, 它可能的值只有两个,即0和1.X=0表示未投中,其概率为p1=P{X=0}=1-0.6=0.4,X=1表示投中一次,其概率为p2=P{X=1}=0.6.则随机变量的分布律为习题8某种产品共10件,其中有3件次品,现从中任取3件,求取出的3件产品中次品的概率分布.解答:设X表示取出3件产品的次品数,则X的所有可能取值为0,1,2,3. 对应概率分布为P{X=0}=C73C103=35120, P{X=1}=C73C31C103=36 120,P{X=2}=C71C32C103=21120, P{X=3}=C33C103=1120. X的分布律为习题9一批产品共10件,其中有7件正品,3件次品,每次从这批产品中任取一件,取出的产品仍放回去,求直至取到正品为止所需次数X的概率分布.解答:由于每次取出的产品仍放回去,各次抽取相互独立,下次抽取时情况与前一次抽取时完全相同,所以X的可能取值是所有正整数1,2,⋯,k,⋯.设第k次才取到正品(前k-1次都取到次品), 则随机变量X的分布律为P{X=k}=310×310×⋯×310×710=(310)k-1×710,k=1,2,⋯.习题10设随机变量X∼b(2,p),Y∼b(3,p), 若P{X≥1}=59,求P{Y≥1}.解答:因为X∼b(2,p),P{X=0}=(1-p)2=1-P{X≥1}=1-5/9=4/9,所以p=1/3.因为Y∼b(3,p), 所以P{Y≥1}=1-P{Y=0}=1-(2/3)3=19/27.习题11纺织厂女工照顾800个纺绽,每一纺锭在某一段时间τ内断头的概率为0.005, 在τ这段时间内断头次数不大于2的概率.解答:以X记纺锭断头数, n=800,p=0.005,np=4,应用泊松定理,所求概率为:P{0≤X≤2}=P{⋃0≤xi≤2{X=xi}=∑k=02b(k;800,0.005)≈∑k=02P(k;4)=e-4(1+41!+422!)≈0.2381.习题12设书籍上每页的印刷错误的个数X服从泊松分布,经统计发现在某本书上,有一个印刷错误与有两个印刷错误的页数相同,求任意检验4页,每页上都没有印刷错误的概率.解答:\becauseP{X=1}=P{X=2}, 即λ11!e-λ=λ22!e-λ⇒λ=2,∴P{X=0}=e-2,∴p=(e-2)4=e-8.2.3 随机变量的分布函数习题1F(X)={0,x<-20.4,-2≤x<01,x≥0,是随机变量X的分布函数,则X是___________型的随机变量.解答:离散.由于F(x)是一个阶梯函数,故知X是一个离散型随机变量.习题2设F(x)={0x<0x20≤1,1x≥1问F(x)是否为某随机变量的分布函数.所以其分布函数(2)P{X<2∣X≠1}=P{X=-1}P{X≠1}=23.习题5设X的分布函数为F(x)={0,x<0x2,0≤x<1x-12,1≤x<1.51,x≥1.5,求P{0.4<X≤1.3},P{X>0.5},P{1.7<X≤2}.解答:P{0.4<X≥1.3}=P{1.3}-F(0.4)=(1.3-0.5)-0.4/2=0.6,P{X>0.5}=1-P{X≤0.5}=1-F(0.5)=1-0.5/2=0.75,P{1.7<X≤2}=F(2)-F(1.7)=1-1=0.习题6设随机变量X的分布函数为F(x)=A+Barctanx(-∞<x<+∞),试求:(1)系数A与B; (2)X落在(-1,1]内的概率.解答:(1)由于F(-∞)=0,F(+∞)=1,可知{A+B(-π2)A+B(π2)=1=0⇒A=12,B=1π,于是F(x)=12+1πarctanx,-∞<x<+∞;(2)P{-1<X≤1}=F(1)-F(-1)=(12+1πarctan1)-[12+1πarctanx(-1)]=12+1π⋅π4-12-1π(-π4)=12.习题7在区间[0,a]上任意投掷一个质点,以X表示这个质点的坐标.设这个质点落在[0,a]中任意小区间内的概率与这个小区间的长度成正比例,试求X的分布函数.解答:F(x)=P{X≤x}={0,x<0xa,0≤x<a.1,x≥a2.4 连续型随机变量及其概率密度习题1设随机变量X的概率密度为f(x)=12πe-(x+3)24(-∞<x<+∞),则Y=¯∼N(0,1).解答:应填3+X2.由正态分布的概率密度知μ=-3,σ=2由Y=X-μσ∼N(0,1), 所以Y=3+X2∼N(0,1).习题2已知X∼f(x)={2x,0<x<10,其它, 求P{X≤0.5};P{X=0.5};F(x).解答:P{X≤0.5}=∫-∞0.5f(x)dx=∫-∞00dx+∫00.52xdx=x2∣00.5=0.25,P{X=0.5}=P{X≤0.5}-P{X<0.5}=∫-∞0.5f(x)dx-∫-∞0.5f(x)dx=0.当X≤0时,F(x)=0;当0<x<1时,F(x)=∫-∞xf(t)dt=∫-∞00dt+∫0x2tdt=t2∣0x=x2;当X≥1时,F(x)=∫-∞xf(t)dt=∫-∞00dt+∫0x2tdt+∫1x0d t=t2∣01=1,故F(x)={0,x≤0x2,0<x<1.1,x≥1习题3设连续型随机变量X的分布函数为F(x)={A+Be-2x,x>00,x≤0,试求:(1)A,B的值;(2)P{-1<X<1}; (3)概率密度函数F(x).解答:(1)\becauseF(+∞)=limx→+∞(A+Be-2x)=1, ∴A=1;又\becauselimx→0+(A+Be-2x)=F(0)=0, ∴B=-1.(2) P{-1<X<1}=F(1)-F(-1)=1-e-2.(3)f(x)=F′(x)={2e-x,x>00,x≤0.习题4服从拉普拉斯分布的随机变量X的概率密度f(x)=Ae-∣x∣, 求系数A及分布函数F(x).解答:由概率密度函数的性质知,∫-∞+∞f(x)dx=1,即∫-∞+∞Ae-∣x∣dx=1,而∫-∞+∞Ae-∣x∣dx=∫-∞0Aexdx+∫0+∞Ae-xdx=Aex∣-∞0+(-Ae-x∣0+∞)=A+A=2A或∫-∞+∞Ae-xdx=2∫0+∞Ae-xdx=-2Ae-x∣0+∞=2A,所以2A=1, 即A=1/2.从而f(x)=12e-∣x∣,-∞<x<+∞,又因为F(x)=∫-∞xf(t)dt,所以当x<0时,F(x)=∫-∞x12e-∣t∣dt=12∫-∞xetdt=12et ∣-∞x=12ex;当x≥0时,F(x)=∫-∞x12e-∣x∣dt=∫-∞012etdt+∫0x12e-tdt=12et∣-∞0-12e-t∣0x=12-12e-x+12=1-12e-x,从而F(x)={12ex,x<01-12e-x,x≥0.习题5某型号电子管,其寿命(以小时计)为一随机变量,概率密度f(x)={100x2,x≥10 00,其它,某一电子管的使用寿命为X, 则三个电子管使用150小时都不需要更换的概率.解答:设电子管的使用寿命为X, 则电子管使用150小时以上的概率为P{X>150}=∫150+∞f(x)dx=∫150+∞100x2dx=-100x∣150+∞=100150=23,从而三个电子管在使用150小时以上不需要更换的概率为p=(2/3)3=8/27.习题6设一个汽车站上,某路公共汽车每5分钟有一辆车到达,设乘客在5分钟内任一时间到达是等可能的,试计算在车站候车的10位乘客中只有1位等待时间超过4分钟的概率.解答:设X为每位乘客的候车时间,则X服从[0,5]上的均匀分布. 设Y表示车站上10位乘客中等待时间超过4分钟的人数. 由于每人到达时间是相互独立的.这是10重伯努力概型. Y服从二项分布,其参数n=10,p=P{X≥4}=15=0.2,所以P{Y=1}=C101×0.2×0.89≈0.268.习题7设X∼N(3,22).(1)确定C, 使得P{X>c}=P{X≤c};(2)设d 满足P{X>d}≥0.9,问d至多为多少?解答:因为X∼N(3,22), 所以X-32=Z∼N(0,1).(1)欲使P{X>c}=P{X≤c},必有1-P{X≤c}=P{X≤c},即P{X≤c}=1/2,亦即Φ(c-32)=12, 所以 c-32=0, 故c=3.(2)由P{X>d}≥0.9可得1-P{X≤d}≥0.9,即P{X≤d}≤0.1.于是Φ(d-32)≤0.1,Φ(3-d2)≥0.9.查表得3-d2≥1.282,所以d≤0.436.习题8设测量误差X∼N(0,102), 先进行100次独立测量,求误差的绝对值超过19.6的次数不小于3的概率.解答:先求任意误差的绝对值超过19.6的概率p,p=P{∣X∣>19.6}=1-P{∣X∣≤19.6}=1-P{∣X10∣≤1.96=1-[Φ(1.96)-Φ(-1.96)]=1-[2Φ(1.96)-1]=1-[2×0.975-1]=1-0.95=0.05.设Y为100次测量中误差绝对值超过19.6的次数,则Y∼b(100,0.05).因为n很大,p很小,可用泊松分布近似,np=5=λ,所以P{Y≥3}≈1-50e-50!-51e-51!-52e-52!=1-3722-5≈0.87.习题9某玩具厂装配车间准备实行计件超产奖,为此需对生产定额作出规定. 根据以往记录,各工人每月装配产品数服从正态分布N(4000,3600).假定车间主任希望10%的工人获得超产奖,求:工人每月需完成多少件产品才能获奖?解答:用X表示工人每月需装配的产品数,则X∼N(4000,3600).设工人每月需完成x件产品才能获奖,依题意得P{X≥x}=0.1,即1-P{X<x}=0.1,所以1-F(x)=0.1, 即1-Φ(x-400060)=0.1, 所以Φ(x-400060)=0.9.查标准正态人分布表得Φ(1.28)=0.8997,因此x-400060≈1.28,即x=4077件,就是说,想获超产奖的工人,每月必须装配4077件以上.习题10某地区18岁女青年的血压(收缩压,以mm-HG计)服从N(110,122). 在该地区任选一18岁女青年,测量她的血压X.(1)求P{X≤105},P{100<X≤120};(2)确定最小的x, 使P{X>x}≤0.005.解答:已知血压X∼N(110,122).(1)P{X≤105}=P{X-11012≤-512≈1-Φ(0.42)=0.3372,P{100<X≤120}=Φ(120-11012)-Φ(100-11012)=Φ(0.833)-Φ(-0.833)=2Φ(0.833)-1≈0.595.(2)使P{X>x}≤0.05,求x, 即1-P{X≤x}≤0.05,亦即Φ(x-11012)≥0.95,查表得x-10012≥1.645,从而x≥129.74.习题11设某城市男子身高X∼N(170,36), 问应如何选择公共汽车车门的高度使男子与车门碰头的机会小于0.01.解答:X∼N(170,36), 则X-1706∼N(0,1).设公共汽车门的高度为xcm,由题意P{X>x}<0.01, 而P{X>x}=1-P{X≤x}=1-Φ(x-1706)<0.01,即Φ(x-1706)>0.99, 查标准正态表得x-1706>2.33, 故x>183.98cm.因此,车门的高度超过183.98cm时,男子与车门碰头的机会小于0.01.习题12某人去火车站乘车,有两条路可以走. 第一条路程较短,但交通拥挤,所需时间(单位:分钟)服从正态分布N(40,102); 第二条路程较长,但意外阻塞较少,所需时间服从正态分布N(50,42), 求:(1)若动身时离开车时间只有60分钟,应走哪一条路线?(2)若动身时离开车时间只有45分钟,应走哪一条路线?解答:设X,Y分别为该人走第一、二条路到达火车站所用时间,则X∼N(40,102),Y∼N(50,42).哪一条路线在开车之前到达火车站的可能性大就走哪一条路线.(1)因为P{X<60}=Φ(60-4010)=Φ(2)=0.97725,P{Y<60}=Φ(60-504)=Φ(2.5)=0.99379,所以有60分钟时应走第二条路.(2)因为P{X<45}=Φ(45-4010)=Φ(0.5)=0.6915,P{X<45}=Φ(45-504)=Φ(-1.25)=1-Φ(1.25)=1-0.8925=0.1075所以只有45分钟应走第一条路.2.5 随机变量函数的分布。

《概率论与数理统计》三

《概率论与数理统计》三
称F(x,y)为二维随机变量(X,Y)的分布函数,或称为随机变量X 和Y 的联合分布函数。
y (x,y)
y y2
y1
O
x
O x1
x2
x
P{x1 X x2, y1 Y y2} F(x2, y2 ) F(x1, y2 ) F(x2, y1) F(x1, y1)
➢ 分布函数F(x,y)的性质
设(X,Y)的所有可能取值:(xi, yj), i,j=1,2…,
P{X xi ,Y y j } ˆ pij ,( i, j 1,2,)

1 0 pij 1,

2
pij 1.
j1 i1


函 F ( x, y) pij

xi x yjy
Y X
x1 x2 xi
y1
p1 1 p21
记为
(X
,Y)
~
N (1,
2
,
2 1
,
22,
)
四、多维随机变量
(1)设E是一随机试验, 是其样本空间,X1,X2,...Xn 是定义在上的n个随机变量,则称n维向量(X1,X2,...Xn ) 为定义在 上的n维随机向量或n维随机变量.
(2)对n个任意实数,令
F(x1, x2 ,, xn ) P{X1 x1, X2 x2 ,Xn xn}
标 (X,Y)表示, 也就是 中每一元素都可用一对数来
表示, 把X, Y看成变量, X 与Y 都是随机变量, (X,Y) 共同刻化试验的结果, 这就是二维随机变量.
例2 考察某地一天的天气情况, 即同时考虑最高气温、 最低气温、气压、风力、降雨量,这就需要5个变量 来表示可能的试验结果,这就是五维随机变量.

湖北工业大学概率论试卷2019-2020 概率论试题A

湖北工业大学概率论试卷2019-2020 概率论试题A
学号
总分
卷号:A
分数
二、单选题(每小题 3 分,共 15 分)
姓名
6.设 A, B,C 是三个事件,则 A B C 表示(

所在年级、班级 密
核分人
二 O 一九——二 O 二 0 学年第一学期期末考试
概率论与数理统计 试题
(A) A, B,C 中有一个发生, (C) A, B,C 中不多于一个发生,
则对任意的 a 有( ).
(A) F (a) 1
a
f (x)dx
,
0
4.设 X1, X 2 , X 3, X 4 是来自正态总体 N (0, 4) 的样本,令Y (X1 X 2 )2 ( X 3 X 4 )2 , (C) F (a) F (a) ,
(B) F (a) 1
a
f (x)dx ,
)Байду номын сангаас
(A)3,
(B)6,
(C)10,
(D)12.
2.已知随机变量 服从[1, 5] 上的均匀分布,则 P2 X 4 ____________
9.设随机变量 的密度函数为 f (x) ,满足 f (x) f (x) ,F (x) 是 x 的分布函数,
3.设 X ~ N (2, 2 ) ,且 P2 X 4 0.3 ,则 PX 0 ___________
(2) E( X ), D( X ) 。
所在年级、班级 密
分数
四、解答题(10 分)
17.设总体
的概率密度为
f
(x)
(
1) x
0 x 1
其中 1 为未知
0
其它 ,
参数, X1, X 2 ,, X n 是来自总体 的一个样本,x1, x2 ,, xn 为相应的样本值,求
  1. 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性,平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
  2. 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
  3. 3、如文档侵犯您的权益,请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间:9:00-18:30)。

《概率论与数理统计》课程复习指南
概率论与数理统计课程主要考查学生对研究随机现象规律性的基本概念、基本理论和基本方法的理解,以及运用概率统计方法分析和解决实际问题的能力。

为方便广大考生全面复习概率统计课程,合理、有效地安排复习计划,现对于概率统计课程的期末考试、补考及清考相关事宜解读如下:
一、复习资料及命题参考书目
1、教材:《概率论与数理统计教程》(李子强主编,科学出版社,2008年)第一至七章;
2、《概率统计应用与提高》(李逢高方瑛主编,科学出版社,2005年)第一至七章;
3、《概率论与数理统计习题集》(费锡仙主编,国防科技大学出版社,2011年)第一至七章的练习、自测题、思考题。

二、试卷常见题型
选择题(5小题),填空题(5小题),计算题,综合题,证明题。

三、考试、阅卷及评分简介
1、闭卷统考,卷面满分100分,考试时间120分钟;
2、在统一评分标准下流水作业、集体阅卷;
3、学生总评成绩=卷面成绩×70%+平时成绩×30%
四、常见考点
1、确定事件间的关系,进行事件的运算;
2、利用事件的关系进行概率计算;
3、利用概率的性质证明概率等式或计算概率;
4、有关古典概型、几何概型的概率计算;
5、利用加法公式、条件概率公式、乘法公式、全概率公式和贝叶斯公式计算概率;
6、有关事件独立性的证明和计算概率;
7、有关独重复试验及伯努利概率型的计算;
8、利用随机变量的分布函数、概率分布和概率密度的定义、性质确定其中的未知常数或计算概率;
9、由给定的试验求随机变量的分布;
10、利用常见的概率分布(例如(0-1)分布、二项分布、泊松分布、几何分布、均匀分布、指数分布、正态分布等)计算概率;
11、求随机变量函数的分布
12、确定二维随机变量的分布;
13、利用二维均匀分布和正态分布计算概率;
14、求二维随机变量的边缘分布、条件分布;
15、判断随机变量的独立性和计算概率;
16、求两个独立随机变量函数的分布;
17、利用随机变量的数学期望、方差的定义、性质、公式,或利用常见随机变量的数学期望、方差求随机变量的数学期望、方差;
18、求随机变量函数的数学期望;
19、求两个随机变量的协方差、相关系数并判断相关性;
20、求随机变量的矩和协方差矩阵;
21、利用切比雪夫不等式推证概率不等式;
22、利用中心极限定理进行概率的近似计算;
23、利用t分布、2 分布、F分布的定义、性质推证统计量的分布、性质;
24、推证某些统计量(特别是正态总体统计量)的分布;
25、计算统计量的概率;
26、求总体分布中未知参数的矩估计量和极大似然估计量;
27、判断估计量的无偏性、有效性和一致性;
28、求单个或两个正态总体参数的置信区间;
五、附录
附套试卷一套。

编制人:费锡仙
审核人:李逢高
湖北工业大学数学课部
2009-2010概率论与数理统计试卷
一、选择题(共15分,每小题3分)
1、设A 与B 为两个互不相容事件,则下列各式中错误的是( ) ()0A P AB =、 ()()()B P A B P A P B ⋃=+、 ()()()C P AB P A P B =、 ()()D P B A P B -=、
2、设随机变量X 的概率密度为2
1()0
1
c x f x x x ⎧>⎪
=⎨⎪≤⎩,则常数c 等于( )
1A -、
1
2B -、 12
C 、 1
D 、 3、设,X Y 分别服从参数为1λ2,λ的泊松分布,且X 与Y 相互独立 , 则X Y +服从( )
1()A P λ、 2()B P λ、 12()C P λλ+、 12()D P λλ-、
4、设随机变量~(0,1),~(0,1)X N Y N ,且X 与Y 相互独立, 则2
2
~X Y +( )
(0,2)A N 、 2(2)B χ、 (2)C t 、 (1,1)D F 、
5、 设123,,,X X X 是来自总体X 的一组样本,则以下关于总体均值的四个无偏估计,最有效的是( )
123111333A X X X ++、 123111
263B X X X ++、
123111
244
C X X X ++、 12322
D X X X +-、
二、填空题(共15分,每小题3分)
6、设A 与B 为随机事件,且()0.8,()0.4,(|)0.25P A P B P B A ===,则(|)P A B =
7、设随机变量X 的分布率为
2()(),(1,2,3)3
i
P X i c i ===则c = 8、设二维随机变量(,)X Y 的分布率如下:
=
9、设()10,()0.06E X D X ==,用切比雪夫不等式,则{|10|0.4}P X -≥≤ 10、设随机变量X 服从100,0.8n p ==的二项分布,由中心极限定理可知
{7486}P X <<
= (结果用标准正态分布的分布函数表
示)
三、计算题(共58分)
11、(10分)某工厂有三部制螺钉的机器#
##1
,2,3,它们的产品分别占全部产品
的25%,35%,40%,且产品的废品率分别为5%,4%,2% 今任取一个产品并发现是废品,问它是由#
##1
,2,3机器生产的概率各是多少?
12、(12分)设随机变量X 的分布函数为:
11
()arctan ()2F x x x π
=
+-∞<<+∞
求(1)X 的概率密度函数()f x ; (2)求{1P x -<≤

(3)求常数c ,使得1{}4
P X c >=
13、(12分)设二维随机变量(,)X Y 的概率密度函数为:
0(,)0
y e x y
f x y -⎧<<=⎨
⎩其它
(1)求 (,)X Y 分别关于X 和Y 的边缘概率密度函数; (2)判断X 和Y 的独立性;
(3)计算{1
}P X Y +≤
14、(12分)盒中有7个球,其中4个白球,3个黑球,从中任抽3个球,求抽到白球数X 的数学期望()E X 和方差()D X 。

15、(12分)设...123,,,n X X X X 是总体X 的样本,已知总体的概率密度
(1)
,1()0
,x x f x θθ-+⎧>=⎨
⎩其它(其中参数1θ>),求:
(1)θ的矩估计;
(2)θ的极大似然估计。

四、解答题(共12分) 16.设总体2
~(,)X
N μσ,...
123,,,n X X X X 为简单的随机样本,X -
为样本均值,2
S 为样本方差。

(1)问2
X U n μσ-⎛⎫-
⎪= ⎪⎝⎭服从什么分布? (2)问2
X V n S μ-⎛⎫-
⎪= ⎪⎝⎭
服从什么分布? 参考答案
一、选择题(共15分,每小题3分)
1、C 2.、D 3、C 4、B 5、A 二、填空题(共15分,每小题3分) 6、0.5 7、
2738 8、13 9、3
8
10、2(1.5)1Φ- 三、计算题(共58分)
11、(10分)解:设123,,A A A 分别表示“所取的产品是由#
##1
,2,3机器生产的”;
B 表示“任取一件该产品为次品”
由题意得:11()0.25,()0.05P A P B A ==
2233()0.35,()0.04;()0.4,()0.02P A P B A P A P B A ====
由贝叶斯公式得: 125()69P A B =,228()69P A B =,316
()69
P A B =
12、(12分)解:(1) 21
()()(1)f x x x π=
-∞<<+∞+ (2
)7{112
P x -<≤=
(3)1c =
13、(12分)解:(1) 0()0
x
X e x f x -⎧<<+∞
=⎨
⎩其他
0()0
y Y ye y f y -⎧<<+∞
=⎨
⎩其他
(2),X Y 不是相互独立的
(3)
2
{1
}(1P X Y +≤=- 14
()7E X =,()49
D X =
15、(12分)解:(1)一阶样本矩1A X =,
一阶总体矩1
EX θθ=
-,所以θ的矩估计为1
X
X θ-

-
=
-。

(2)设1,,n x x 是相应于样本1,,n X X 的一组样本观测值
似然函数为(1)1
21()
,11,2,,)(,,,)0
n n i n x x x x i n L x x θθθ-+⎧>=⎪=⎨⎪⎩ (其他
故θ的极大似然估计量121
ln()
ln n n i
i n n
x x x x θ∧===∑
四、解答题
16、解:(1)2
22~(1)X X U n μμχσσ--
⎛⎫⎛⎫ ⎪--

== ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭ ⎪
⎝⎭
(2)2
~(1,1)X V n F n S μ-⎛⎫-
⎪=- ⎪⎝⎭。

相关文档
最新文档