概率与统计每章习题总结版演示文稿
概率统计习题 72 演示文稿2
为 t t1- n-1 ，若取显著性水平 =0.05，查表知t0.975 19 =2.0930,
统计算x=0.6620,s=0.0918，由此，检验统计量 t= 20 0.6620 0.618 2.1435 0.0918
由于t值落入拒绝域内，因此在显著性水平 =0.05下拒绝原假设。
标准差s=2.6cm,问该批木材小头的平均值能否认为不低于12cm(取 0.05)?
解 本题与8题类似,只是这里的原假设和备择假设分别为
H0: 12 vs H1: 12,
拒绝域为 ,当取 0.05时0.05 =-1.65,检验统计量
=1011.2-12 3.0769 -1.65,
0.05下，是否可以认为这次考试全体考生的平均成绩为70分？
解 本题是关于正态总体均值的假设检验问题，由于总体方差未知，故用
检验法，欲检验的一对假设为
H0:=70 vs H1: 70
拒绝域为 |t| t1-/2 n-1 ，当显著性水平为0.05时，t0.975 35 2.0301.
证.
2.已知某炼铁厂铁水含碳量服从正态分布N（4.55，0.1082）现在测定了
9炉铁水，其平均含碳量为4.484，如果铁水含碳量的方差没有变化，可否认为现
在生产的铁水平均含碳量仍为4.5（ 5 0.05）？
解 这是关于总体均值的双侧假设检验问题，原假设Ｈ０和备择假设 Ｈ１分别为
Ｈ０：＝4.55 ｖｓ Ｈ１： 4.55
有用信息，故给出x与s的，等价于给出具体的样本数据.这一现象会在很多
场合里出现. 8.一个小学校长在报纸上看到这样的报道：“这一城市的小学学生平均每
周看8h电视，”她认为她所在学校的学生看电视的时间明显小于该数字，
《概率》统计与概率PPT(事件之间的关系与运算)
课前篇自主预习
一
二
一、事件的关系
1.填空.
定义
表示法
包含
关系
一般地,如果事件 A 发生,则
事件 B 一定发生,则称“A 包 B⊇A(或 A⊆B)
含于 B”(或“B 包含 A”)
相等
关系
A⊆B 且 B⊆A
A=B
图示
课前篇自主预习
一
二
2.做一做:掷一枚硬币三次,得到如下三个事件:事件A为3次正面
向上,事件B为只有1次正面向上,事件C为至少有1次正面向上.试判
探究一
探究二
探究三
探究四
思维辨析
当堂检测
方法总结事件间运算方法
(1)利用事件间运算的定义,列出同一条件下的试验所有可能出现
的结果,分析并利用这些结果进行事件间的运算.
(2)利用Venn图,借助集合间运算的思想,分析同一条件下的试验
所有可能出现的结果,把这些结果在图中列出,进行运算.
课堂篇探究学习
探究一
还可能是丙或丁,所以不是对立事件.故选C.
课堂篇探究学习
探究一
探究二
探究三
探究四
思维辨析
当堂检测
事件的运算
例2 在掷骰子的试验中,可以定义许多事件.例如,事件C1={出现1
点},事件C2={出现2点},事件C3={出现3点},事件C4={出现4点},事
件C5={出现5点},事件C6={出现6点},事件D1={出现的点数不大于
课前篇自主预习
一
二
2.如何理解互斥事件与对立事件?
提示:(1)事件A与事件B互斥表示事件A与事件B不可能同时发生,
即A与B两个事件同时发生的概率是0.
(2)互斥事件是指事件A与事件B在任何一次试验中都不会同时发
概率统计习题_22_演示文稿2
X1 2 P p qp
3… q2 p …
a 1 qa2 p
a qa1 p qa
所以
E(X )
a
a
kqk1 p aqa p(
qk )' aqa p( q qa1 )' aqa
k 1
k 1
1 q
p [1 (a 1)qa ](1 q) (q qa1) aqa 1 qa
中任取一只，如是不合格品，则扔掉重新任取一只；如仍是不合格品，则扔掉
再取一只，试求在取到合格品之前，已取出的不合格品只数的数学期望.
解 记Ai为“第i次取出的是合格品”,i 1, 2,3.随机变量X 为“取到合格品之 前，已取出的不合格品数”，则
P( X
0)
P( A1)
8, 10
P( X
1)
1
e0.02t 50
0
0
0
0.02
0
故其平均维修时间为50h.
9.某新产品在未来市场上的占有率X 是仅在区间(0,1)上取值的随机变量，
它的密度函数为
4(1 x)3 , 0 x 1,
p(t) 0，
其他,
试求平均市场占有率。
解 这里平均市场占有率就是E( X ).
2.2 随机变量的数学期望 1 设离散型随机变量X的分布列为
X -2
0
2
P 0.4 0.3 0.3
试求E(X )和E(3X 5)。 解 E(X ) (2) 0.4 0 0.3 2 0.3 0.2,
E(3X 5) [3 (2) 5] 0.4 [3 0 5] 0.3 [3 2 5] 0.3 4.4. 2.某服装店根据历年销售资料得知：一位顾客在商店中购买服装的件数X的
概率统计各章节知识点总结.ppt
第一章
概率的计算
1）统计定义： fn ( A) n 稳定值 P( A)
2）概率的性质：1~5
3）等可能概型：P(
A)
m n
4）条件概率：P(B
A)
k m
P( AB) P( A)
独立
5）乘法定理： P( AB) P( A)P(B A) P(A)P(B)
1 P(A B)
A AB1 U AB2
1 n
n k 1
Xk
P
p
X1, X 2 , , X n , 相互独立
E( Xk ) 同分布
1
n
n k 1
Xk
P
n
X1 , X 2 , , X n , 相互独立
X k n 近似
同分布E( X k ) D( X k ) 2 k1 n
~ N (0,1)
Xn ~ B(n, p)
Xn np
X ~ N (, 2 ) Th1 X ~ N (, 2 n),
Th2
X1, X 2 , , X n (n 1)S 2 2 ~ 2(n 1) 独立
X , S 2
1n X n i1 X i
S 2
1 n1
n i 1
(Xi
X )2
X ~ t(n 1)
Sn
第六章
常用统计量及抽样分布
2统计量
6）全概率公式：P( A) P(B1 )P( A B1 ) P(B2 )P( A B2 )
7）贝叶斯公式：P(B1
A)
P(B1 )P( A B1 ) P( A)
A
B1
互斥
B2
第二章
随机变量概率分布
离散型随机变量
连续型随机变量
统计与概率全章总结(答案版)
统计与概率全章总结一、知识结构图知识结构图二、知识结构（一）随机抽样 1.总体与个体总体：一般把所考察的对象的某一数值指标的全体构成的集合看作总体； 个体：构成总体的每一个元素作为个体． 2.样本和样本容量样本：从总体中抽出若干个体所组成的集合叫做样本； 样本容量：样本中所含个体的个数叫做样本容量．,t ，∑个层，在每层中用简单随样抽取,t ）个个体（二）数据的数字特征1.最值1；反应数据中的极端数据.2.平均数：反映了一组数据的平均水平，与各个数据都相关，定量地反映了数据的集中趋势所处的水平．平均数是频率直方图的平衡点．所以是最重要的统计量，在统计评价中倍受重视。
计算方法：11ni i x x n ==∑，12,,,n ax b ax b ax b +++的平均数为ax b +.3. 中位数与百分位数：①中位数：将一组数据按大小依次排列，把处在最中间位置的一个数据(或最中间两个数据的平均数)叫做这组数据的中位数；②百分位数：一组数的%((0,100))p p ∈分位数指的是满足下列条件的一个数值：至少有%p 的数据不大于该值，至少有(100)%p -不小于该值.直观意义：一组数据的%p 分位数指的是：将这组数据从小到大的顺序排列后，处于%p 位置的数.按照定义：%p 分位数不唯一，为了追求唯一，特别约定一个计算规则：设一组数按照从小到大排列后为12,,,n x x x ，计算%,i np =如果i 不是整数，设0i 为大于i 的最小整数，取0i x 为%p 分位数；如果i 是整数，取12i i x x ++为%p 分位数.4.众数：在一组数据中，出现次数最多的数据叫做这组数据的众数．5. 样本方差：2211()ni i s x x n ==-∑，描述了一组数据围绕平均数波动的大小.数据越分散，方差越大。
注意：（1）12,,,,0n x a x a x a a +++≠其中，的方差仍为2s ，即数据平移不影响方差；（2）12,,,0n kx b kx b kx b k +++≠，其中的方差为22k s ，标准差为ks .6.样本标准差：s =，其直观意义与方差相同。
概率统计习题 3.4 演示文稿1
解其中记gZ(为x,此y商) 店{经110000销00xy该50种0( y商x)品每{15周00000(所xy, 得y),y的xy利x 润,由题设知Z=g(X,Y),
由题设条件知(X,Y)的联合概率密度为
1 , 10x20,10 y20,
px, y
(x,
y)
{100 0,
其它,
np1(t)[1
F1 (t)]n1
n(1
t
)n1
1
所以
E(Y )
n n
0
t n dt
n n 1
E(Z )
n n
0
t(
t)n1 dt
n 1
14.设随机变量U服从(-2,2)上的均匀分布,定义X和Y如下:
X {1 若U 1, 1 若U-1,
这是贝塔分布Be(10,1),由此得
E(Y )
10 ;Var(Y ) 11
10 11212
5 726
10．系统有n个部件组成，记 Xi为第i个部件能持续工作的时间，如果 X1, X 2 ,L , X n 独立同分布，且 Xi : Exp()，试在以下情况下求系统持续工作的平均时间：
（1）如果有一个部件在工作，系统就不工作了； （2）如果至少有一个部件在工作，系统就工作。
解 因为X,Y独立,都服从N(0,1),所以 X Y : N (0, 2). ,又因为
max(X ,Y ) X Y | X Y | 2
由于 X Y : N(0, 2).,所以
E[max( X ,Y )] E( X ) E(Y ) E | X Y | E | X Y |
精品-2019年高中数学第8章统计与概率章末小结讲义含解析湘教版选修2_3
第8章 统计与概率1．离散型随机变量的概率分布(1)X 的概率分布离散型随机变量X 的所有不同取值为x 1，x 2，…，x n ，X 取每一个值x i (i ＝1,2，…，n )的概率P (X ＝x i )＝p i ，则称以下表格为随机变量X 的概率分布列，简称为分布列.离散型随机变量具有如下性质：①p i ≥0，i ＝1,2，…，n ；② i ＝1np i ＝1.(2)两点分布：两点分布也叫0～1分布，它只有两个试验结果0和1，其分布列为(3)二项分布：在n 次独立重复试验中，事件A 发生的次数为X ，在每次试验中事件A 发生的概率为p ，那么在n 次独立重复试验中，事件A 恰好发生k 次的概率为P (X ＝k )＝Ck n p k·(1－p )n －k，k ＝0,1,2，…，n .这时称X 服从二项分布，记为X ～B (n ，p )．(4)超几何分布N 件产品中M 件次品，从中随机抽取n 件，因X 表示这n 件中的次品数，则X 服从超几何分布H (N ，M ，n )，即P (X ＝M )＝Cm M Cn mN －M Cn N ，m ＝0,1，…，n2．离散型随机变量的均值和方差(1)均值和方差随机变量X 的分布列是P (X ＝x i )＝p i ，i ＝1,2，…，n ，则称E (X )＝x 1p 1＋x 2p 2＋…＋x n p n 为X 的均值或数学期望；D (X )＝[x 1－E (X )]2×p 1＋[x 2－E (X )]2×p 2＋…＋[x n －E (X )]2×p n 为随机变量X 的方差．(2)均值与方差的性质： ①E (ax ＋b )＝aE (X )＋b ；②D (ax ＋b )＝a 2D (X )．(3)两点分布与二项分布的均值与方差：①若X 服从两点分布，则E (X )＝p ，D (X )＝p (1－p )． ②若X ～B (n ，p )，则E (X )＝np ，D (X )＝np (1－p )．3．条件概率及事件的相互独立性(1)事件A 发生的条件下事件B 发生的概率P (B |A )＝＝(P (A )>0)．(2)若事件A 与事件B 相互独立，则P (A ∩B )＝P (A )P (B )．4．正态分布若X ～N (μ，σ2)，则P (μ－σ<X ≤μ＋σ)＝68.3%，P (μ－2σ<X ≤μ＋2σ)＝95.4%， P (μ－3σ<X ≤μ＋3σ)＝99.7%.5．线性回归方程对于一组具有线性相关关系的数据(x 1，y 1)，(x 2，y 2)，…，(x n ，y n )，其线性回归直线方程为y ^＝bx ＋a .其中b ＝sxy s2x，a ＝y －－b x －.6．相关系数r xy 与随机变量χ2(1)相关系数r xy相关系数r xy 是用来刻画回归模型的回归效果的，其值越大，残差平方和越小，模型的拟合效果越好．(2)随机变量χ2随机变量χ2是用来判断两个分类变量在多大程度上相关的变量．独立性检验即计算χ2的观测值，并与教材中所给表格中的数值进行比较，从而得到两个分类变量在多大程度上相关．[例1] 坛子里放着3个是绿皮的，2个是白皮的．如果不放回地依次拿出2个鸭蛋，求：(1)第1次拿出绿皮鸭蛋的概率；(2)第1次和第2次都拿到绿皮鸭蛋的概率；(3)在第1次拿出绿皮鸭蛋的条件下，第2次拿出绿皮鸭蛋的概率．[解] 设第1次拿出绿皮鸭蛋为事件A ，第2次拿出绿皮鸭蛋为事件B ，则第1次和第2次都拿出绿皮鸭蛋为事件A ∩B .(1)从5个鸭蛋中不放回地依次拿出2个的事件数为n (Ω)＝A25＝20.根据分步乘法计数原理，n (A )＝A13×A 14＝12. 于是P (A )＝Ω＝1220＝35. (2)因为n (A ∩B )＝A23＝6，所以P (A ∩B )＝Ω＝620＝310. (3)法一：由(1)(2)可得，在第1次拿出绿皮鸭蛋的条件下，第2次拿出绿皮鸭蛋的概率为P (B |A )＝＝31035＝12. 法二：因为n (A ∩B )＝6，n (A )＝12，所以P (B |A )＝＝612＝12.求条件概率时，P (B |A )＝＝是常用的方法，解题时一定要分清谁是前提条件．1．设某种动物活到20岁以上的概率为0.7，活到25岁以上的概率为0.4，求现龄为20的这种动物能活到25岁以上的概率．解：设这种动物活到20岁以上的事件为A ，活到25岁以上的事件为B ，则P (A )＝0.7，而A ∩B ＝B ，即P (A ∩B )＝P (B )＝0.4.故事件A 发生条件下B 发生的条件概率为P (B |A )＝＝0.40.7＝47. 2．掷两枚均匀的骰子，已知点数不同，求至少有一个是6点的概率．解：法一：设两枚骰子出现的点数分别为x ，y ，事件A ：“两枚骰子出现的点数不同，即x ≠y ”，事件B ：“x 、y 中有且只有一个是6点”；事件C ：“x ＝y ＝6”，则P (B |A )＝＝10363036＝13，P (C |A )＝＝0363036＝0. ∴至少有一个是6点的概率为P (B ∪C |A )＝P (B |A )＋P (C |A )＝13＋0＝13.法二：也可用古典概型来求解，“至少有一个是6点”包含的结果数是10个，故所求的概率为P (D )＝1030＝13.(由于两枚骰子点数不同，故基本事件空间中包含30个结果)[例2] 格”，两部分考核都“合格”，则该课程考核“合格”．甲、乙、丙三人在理论考核中合格的概率分别为0.9、0.8、0.7；在实验考核中合格的概率分别为0.8、0.7、0.9.所有考核是否合格相互之间没有影响．(1)求甲、乙、丙三人在理论考核中至少有两人合格的概率； (2)求这三人该课程考核都合格的概率．(结果保留三位小数) [解] 记“甲理论考核合格”为事件A 1，记A1为A 1的对立事件； 记“乙理论考核合格”为事件A 2，记A2为A 2的对立事件； 记“丙理论考核合格”为事件A 3，记A3为A 3的对立事件；记“甲实验考核合格”为事件B 1，“乙实验考核合格”为事件B 2，“丙实验考核合格”为事件B 3.(1)记“理论考核中至少有两人合格”为事件C ，记C 为C 的对立事件． 法一：P (C )＝P [(A 1∩A 2∩A3)∪(A 1∩A2∩A 3)∪(A1∩A 2∩A 3)∪(A 1∩A 2∩A 3)]＝P (A 1∩A 2∩A3)＋P (A 1∩A2∩A 3)＋P (A1∩A 2∩A 3)＋P (A 1∩A 2∩A 3) ＝0.9×0.8×0.3＋0.9×0.2×0.7＋0.1×0.8×0.7＋0.9×0.8×0.7＝0.902. 法二：P (C )＝1－P (C )＝1－P [(A1 ∩A2 ∩A3 )∪(A 1∩A2∩ A3)∪(A1∩A 2∩A3)∪(A1 ∩A2∩A 3)]＝1－[P (A1∩ A2∩ A3)＋P (A 1 ∩A2∩ A3)＋P (A1∩A 2 ∩A3)＋P (A1∩ A2∩ A 3)]＝1－(0.1×0.2×0.3＋0.9×0.2×0.3＋0.1×0.8×0.3＋0.1×0.2×0.7)＝1－0.098＝0.902.所以，理论考核中至少有两人合格的概率为0.902. (2)记“三人该课程考核都合格”为事件D .P (D )＝P [(A 1∩B 1)∩(A 2∩B 2)∩(A 3∩B 3)]＝P (A 1∩B 1)P (A 2∩B 2)P (A 3∩B 3) ＝P (A 1)P (B 1)P (A 2)P (B 2)P (A 3)P (B 3) ＝0.9×0.8×0.8×0.7×0.7×0.9 ＝0.254 016≈0.254.所以这三人该课程考核都合格的概率约为0.254.此类题目主要是融互斥事件与相互独立事件于一体，重在分析各事件间的关系，解答此类题目时，应先分析待求事件由几部分基本事件组成，如果彼此互斥，则利用公式P (A ∪B )＝P (A )＋P (B )，然后就每部分事件A 、B 借助于相互独立事件的定义求解．3．有三种灯泡，合格率分别为0.90,0.95,0.95，现各抽取一件进行检验．求：(1)恰有一件不合格的概率； (2)至少有两件不合格的概率．解：设P (A )＝0.90，P (B )＝0.95，P (C )＝0.95，(1)恰有一件不合格的概率为P (A BC ＋A B C ＋AB C )＝0.10×0.952＋0.90×0.05×0.95＋0.90×0.95×0.05＝0.175 75.(2)至少有两件不合格的概率为P (A －B －C ＋A －B C －＋A B －C －＋A －B －C －)＝0.10×0.05×0.95＋0.10×0.95×0.05＋0.90×0.052＋0.10×0.052＝0.012.4．某射手进行射击训练，假设每次射击击中目标的概率为35，且各次射击的结果互不影响．(1)求射手在3次射击中，至少有两次连续击中目标的概率(用数字作答)；(2)求射手第3次击中目标时，恰好射击了4次的概率(用数字作答)．解：(1)记“射手射击1次，击中目标”为事件A ，则在3次射击中至少有两次连续击中目标的概率P 1＝P (A ∩A ∩A )＋P (A ∩A ∩A )＋P (A ∩A ∩A )＝35×35×25＋25×35×35＋35×35×35＝63125.(2)射手第3次击中目标时，恰好射击了4次的概率P 2＝C23×⎝ ⎛⎭⎪⎫352×25×35＝162625.[例3] 中国男子篮球职业联赛总决赛采用七场四胜制(即先胜四场者获胜)，进入总决赛的甲乙两队中，若每一场比赛甲队获胜的概率为23，乙队获胜的概率为13，假设每场比赛的结果互相独立，现已赛完两场，乙队以2∶0暂时领先．(1)求甲队获得这次比赛胜利的概率；(2)设比赛结束时两队比赛的场数为随机变量X ，求随机变量X 的分布列和数学期望． [解] (1)设甲队获胜为事件A ，则甲队获胜包括甲队以4∶2获胜和甲队以4∶3获胜两种情况．设甲队以4∶2获胜为事件A 1，则P (A 1)＝⎝ ⎛⎭⎪⎫234＝1681，设甲队以4∶3获胜为事件A 2， 则P (A 2)＝C14×13×⎝ ⎛⎭⎪⎫233×23＝64243，P (A )＝P (A 1)＋P (A 2)＝1681＋64243＝112243.(2)随机变量X 可能的取值为4,5,6,7，P (X ＝4)＝⎝ ⎛⎭⎪⎫132＝19；P (X ＝5)＝C12×13×23×13＝427；P (X ＝6)＝C13×13×⎝ ⎛⎭⎪⎫232×13＋⎝ ⎛⎭⎪⎫234＝2881；P (X ＝7)＝C14×13×⎝ ⎛⎭⎪⎫233＝3281.所以X 的分布列为E (X )＝4×9＋5×27＋6×2881＋7×3281＝48881.求离散型随机变量的分布列，关键是找出随机变量的取值，求出相应的概率，计算时可能会用到等可能事件、互斥事件、相互独立事件的概率公式等．5．一个袋子中装有大小相同的3个红球和2个黄球，从中同时取出2个，试求所含红球个数的数学期望．解：若记红球个数为X ，X 的所有可能取值为0,1,2.P (X ＝0)＝C03C22C25＝110， P (X ＝1)＝C13C12C25＝35， P (X ＝2)＝C23C02C25＝310. 故X 的分布列为：E (X )＝0×110＋1×35＋2×310＝1.2.6．某地区试行高考考试改革：在高三学年中举行5次统一测试，学生如果通过其中2次测试即可获得足够学分升上大学继续学习，不用参加其余的测试，而每个学生最多也只能参加5次测试．假设某学生每次通过测试的概率都是13，每次测试时间间隔恰当．每次测试通过与否互相独立．(1)求该学生考上大学的概率；(2)如果考上大学或参加完5次测试就结束，记该生参加测试的次数为X ，求X 的分布列及X 的数学期望．解：(1)记“该生考上大学”为事件A ，其对立事件为A ，则P (A )＝C15⎝ ⎛⎭⎪⎫13⎝ ⎛⎭⎪⎫234＋⎝ ⎛⎭⎪⎫235.∴P (A )＝1－⎣⎢⎡⎦⎥⎤C15⎝ ⎛⎭⎪⎫13⎝ ⎛⎭⎪⎫234＋⎝ ⎛⎭⎪⎫235＝131243.(2)参加测试次数X 的可能取值为2,3,4,5，P (X ＝2)＝⎝ ⎛⎭⎪⎫132＝19，P (X ＝3)＝C12·13·23·13＝427，P (X ＝4)＝C13·13·⎝ ⎛⎭⎪⎫232·13＝427，P (X ＝5)＝C14·13·⎝ ⎛⎭⎪⎫233＋⎝ ⎛⎭⎪⎫234＝1627.故X 的分布列为：E (X )＝2×19＋3×427＋4×427＋5×1627＝389.答：该生考上大学的概率为131243；所求数学期望是389.[例4](1)作出散点图；(2)求出线性回归方程；(3)作出残差图；(4)计算r xy ；(5)试预测该运动员训练47次及55次的成绩．[解] (1)作出该运动员训练次数x 与成绩y 之间的散点图，如图所示，由散点图可知，它们之间具有线性相关关系．(2)可求得x ＝39.25，y ＝40.875，∑i ＝18x2i ＝12 656，∑i ＝18y2i ＝13 731，∑i ＝18x i y i ＝13 180，∴b ＝∑i ＝18－x yi －y∑i ＝18－x＝∑i ＝18xiyi －8x－y－∑i ＝18x2i －8x 2≈1.0 415，a ＝y －b x ＝－0.003 875.∴线性回归方程为y ^＝1.041 5x －0.003 875.(3)残差分析作残差图如图所示，由图可知，残差点比较均匀地分布在水平带状区域中，说明选用的模型比较合适．(4)计算相关系数r xy .计算相关系数r xy ≈0.985 5.说明了该运动员的成绩的差异有98.55%是由训练次数引起的．(5)作出预报由上述分析可知，我们可用回归方程y ＝1.0 415x －0.003 875作为该运动员成绩的预报值．将x ＝47和x ＝55分别代入该方程可得y ≈49和y ≈57. 故预测运动员训练47次和55次的成绩分别为49和57.回归分析是对具有相关关系的两个变量进行统计分析的一种常用方法，其步骤是先画出散点图，并对样本点进行相关性检验，在此基础上选择适合的函数模型去拟合样本数据，从而建立较好的回归方程，并且用该方程对变量值进行分析；有时回归模型可能会有多种选择(如非线性回归模型)，此时可通过残差分析或利用相关系数r xy 来检查模型的拟合效果，从而得到最佳模型．7．对一质点的运动过程观测了4次，得到如表所示的数据，则刻画y 与x 的关系的线性回归方程为____________.解析：由表可知x ＝1＋2＋3＋44＝2.5，y ＝1＋3＋5＋64＝154，b ＝∑i ＝14xiyi －4x－y－∑i ＝14x2i －4x 2＝＋2×3＋3×5＋－4×2.5×154＋22＋32＋－＝1.7，a ＝y －b x ＝154－1.7×2.5＝－0.5.故所求线性回归方程为y ＝1.7x －0.5.答案：y ＝1.7x －0.58．随着我国经济的发展，居民的储蓄存款逐年增长．设某地区城乡居民人民币储蓄存款(年底余额)如下表：(1)求y 关于t 的回归方程y ＝b t ＋a ^；(2)用所求回归方程预测该地区2019年(t ＝6)的人民币储蓄存款．附：回归方程y ^＝b ^t ＋a ^中，b ^＝∑i ＝1ntiyi －n ty∑i ＝1nt2i －n t 2，a ^＝y －b ^t .解：(1)列表计算如下：这里n ＝5，t ＝1n ∑i ＝1n t i ＝155＝3，y ＝1n ∑i ＝1n y i ＝365＝7.2.又∑i ＝1nt2i －n t 2＝55－5×32＝10，∑i ＝1nt i y i －n t y ＝120－5×3×7.2＝12，从而b ^＝1210＝1.2，a ^＝y －b ^t ＝7.2－1.2×3＝3.6，故所求回归方程为y ^＝1.2t ＋3.6.(2)将t ＝6代入回归方程可预测该地区2019年的人民币储蓄存款为y ^＝1.2×6＋3.6＝10.8(千亿元).[例5] 现统计数据如下：质量监督员甲在现场时，990件产品中合格品有982件，次品有8件，甲不在现场时，510件产品中， 合格品有493件，次品有17件．试分别用列联表、独立性检验的方法对数据进行分析．[解] (1)2×2列联表如下：由列联表看出|ac－bd|＝|982×17－493×8|＝12 750，相差较大，可在某种程度上认为“甲在不在场与产品质量有关”．(2)由2×2列联表中数据，计算χ2的值χ2＝－1 475×25×510×990≈13.097＞10.828.所以，在犯错误的概率不超过0.001的前提下认为“质量监督员甲在不在现场与产品质量有关系”．独立性检验是对两个分类变量间是否存在相关关系的一种案例分析方法．利用假设检验求随机变量χ2的值能更精确地判断两个分类变量间的相关关系．9．在一次天气恶劣的飞机航程中，有关人员调查了男女乘客在飞机上晕机的情况：男乘客晕机的有24人，不晕机的有31人；女乘客晕机的有8人，不晕机的有26人．请你根据所给数据判定：能否以90%的把握认为在天气恶劣的飞机航程中，男乘客比女乘客更容易晕机？解：根据题意，列出2×2列联表如下：由列联表中的数据，得χ2的值为χ2＝－55×34×32×57≈3.689>2.706，因此，能以90%的把握认为在天气恶劣的飞机航程中，男乘客比女乘客更容易晕机．(时间120分钟，满分150分)一、选择题(本大题共12小题，每小题5分，满分60分．在每小题给出的四个选项中，只有一项是符合题目要求的) 1．已知随机变量X服从正态分布N(2，σ2)，P(X≤4)＝0.84，则P(X≤0)＝( )A ．0.16B ．0.32C ．0.68D ．0.84解析：选A 由正态分布的特征得P (X ≤0)＝1－P (X ≤4)＝1－0.84＝0.16.2．甲袋中装有2个白球，2个黑球，乙袋中装有2个白球，4个黑球，从甲、乙两袋中各取一球均为白球的概率为( )A.16B.25C.215D.56解析：选A 记“从甲袋中任取一球为白球”为事件A ，“从乙袋中任取一球为白球”为事件B ，则由题意知，事件A 、B 是相互独立事件，故P (A ∩B )＝P (A )P (B )＝24×26＝16.3．设随机变量X 的分布列为P (X ＝i )＝a ⎝ ⎛⎭⎪⎫13i(i ＝1,2,3)，则a 的值为( )A ．1 B.913 C.1113D.2713解析：选D 因为P (X ＝1)＝a 3，P (X ＝2)＝a9，P (X ＝3)＝a27，所以a 3＋a 9＋a 27＝1，所以a ＝2713.4．对有线性相关关系的两个变量建立的回归直线方程y ^＝a ＋bx 中，回归系数b ( )A ．可以小于0B ．大于0C ．能等于0D ．只能小于0解析：选A ∵b ＝0时，则r ＝0，这时不具有线性相关关系，但b 可以大于0也可以小于0.5．某种型号的印刷机在一小时内不需要工人照看的概率为0.8，现有四台这种型号的印刷机，且同时各自独立工作，则在一小时内至多有2台需要照看的概率为( )A ．0.153 6B ．0.180 8C ．0.563 2D ．0.972 8解析：选D “一小时内至多有2台印刷机需要照看”的事件包括有0,1,2台需要照看三种可能．因此，所求概率为C04·0.20·0.84＋C14·0.21·0.83＋C24·0.22·0.82＝0.972 8. 6．为考察数学成绩与物理成绩的关系，在高二随机抽取了300名学生．得到下面列联表：现判断数学成绩与物理成绩有关系，则判断的出错率为( )A ．0.5%B ．1%C ．2%D ．5%解析：选D 代入公式得χ2＝－72×228×122×178≈4.514＞3.841查表可得犯错误的概率不超过5%.7．已知X ～B (n ，p )，且E (X )＝7，D (X )＝6，则p 等于( )A.17B.16C.15D.14解析：选A 由题易知，E (X )＝np ＝7，D (X )＝np (1－p )＝6，所以p ＝17.8．张家的3个鸡仔钻进了李家装有3个鸡仔的鸡笼里，现打开笼门，让鸡仔一个一个地走出来，若第一个走出来的是张家的鸡仔，那么第二个走出的也是张家的鸡仔的概率是( )A.25B.23 C.15D.35解析：选A 设“第一个走出的是张家的鸡仔”为事件A ，“第二个走出的是张家的鸡仔”为事件B ，则P (B |A )＝＝A23A26A13A16＝25. 9．若同时抛掷两枚骰子，当至少有5点或6点出现时，就说这次试验成功，则在3次试验中至少有1次成功的概率是( )A.125729B.80243C.665729D.100243解析：选C 一次试验中，至少有5点或6点出现的概率为1－⎝ ⎛⎭⎪⎫1－13×⎝ ⎛⎭⎪⎫1－13＝1－49＝59，设X 为3次试验中成功的次数，则X ～B ⎝ ⎛⎭⎪⎫3，59，故所求概率P (X ≥1)＝1－P (X ＝0)＝1－C03×⎝ ⎛⎭⎪⎫590×⎝ ⎛⎭⎪⎫493＝665729.10．一袋中装有5个白球和3个红球，现从袋中往外取球，每次任取一个记下颜色后放回，直到红球出现10次时停止，设停止时共取了X 次球，则P (X ＝12)等于( )A ．C1012×⎝ ⎛⎭⎪⎫3810×⎝ ⎛⎭⎪⎫582B ．C911×⎝ ⎛⎭⎪⎫389×⎝ ⎛⎭⎪⎫582×38C ．C911×⎝ ⎛⎭⎪⎫589×⎝ ⎛⎭⎪⎫382D ．C911×⎝ ⎛⎭⎪⎫389×⎝ ⎛⎭⎪⎫582解析：选B X ＝12表示第12次取到红球，前11次中有9次取到红球，从而P (X ＝12)＝C911×⎝ ⎛⎭⎪⎫389×⎝ ⎛⎭⎪⎫582×38.11．一个篮球运动员投篮一次得3分的概率为a ，得2分的概率为b ，不得分的概率为c [a 、b 、c ∈(0,1)]，已知他投篮一次得分的数学期望为1(不计其他得分情况)，则ab 的最大值为( ) A.148B.124 C.112D.16解析：选B 由已知3a ＋2b ＋0×c ＝1，即3a ＋2b ＝1.∴ab ＝16×3a ×2b ≤16×⎝ ⎛⎭⎪⎫3a ＋2b 22＝16×⎝ ⎛⎭⎪⎫122＝124.当且仅当3a ＝2b ＝12，即a ＝16，b ＝14时取“等号”．12．设由“0”、“1”组成的三位数组中，若用A 表示“第二位数字为‘0’的事件”，用B 表示“第一位数字为‘0’的事件”，则P (A |B )＝( )A.25B.34 C.12D.18解析：选C ∵P (B )＝1×2×22×2×2＝12，P (A ∩B )＝1×1×22×2×2＝14，∴P (A |B )＝＝12.二、填空题(本大题共4小题，每小题5分，满分20分．把答案填写在题中的横线上) 13．甲、乙两名同学通过英语听力测试的概率分别为12和13，两人同时参加测试，恰有一人通过的概率是__________．解析：解析：恰有一人通过有两种可能：恰好甲通过或恰好乙通过，故其概率为12×⎝ ⎛⎭⎪⎫1－13＋13×⎝ ⎛⎭⎪⎫1－12＝12.答案：1214．对于P (χ2≥ x 0)，当x 0＞2.706时，就有________的把握认为“x 与y 有关系”．解析：由k ＞2.706，可知P (χ2≥2.706)≈0.10，即若k ＞2.706，此时则有90%的把握认为“x 与y 有关系”．答案：90%15．若100件零件中包含10件废品，现从中任取两件，已知取出的两件中有废品，则两件都是废品的概率为________．解析：设事件A 为“取出的两件中有废品”，事件B 为“取出的两件都是废品”，由题意，显然，A ∩B ＝B ，而P (A )＝C110·C 190＋C210C2100，P (B )＝C210C2100，故P (B |A )＝＝C210C210＋C110·C 190＝121.答案：12116．某种种子每粒发芽的概率都为0.9，现播种了1 000粒，对于没有发芽的种子，每粒需再补种2粒，补种的种子数记为X ，则X 的数学期望为________．解析：记“不发芽的种子数为X ”，则ε～B (1 000,0.1)，所以E (ε)＝1 000×0.1＝100，而X ＝2ε，故E (X )＝E (2ε)＝2E (ε)＝200.答案：200三、解答题(本大题共有6小题，共70分．解答应写出必要的文字说明、证明过程或演算步骤)17．(本小题满分10分)某人从某城市的南郊乘公交车前往北区火车站，由于交通拥挤，所需时间X (单位：分钟)服从正态分布N (50,102)，求他在时间段(30,70]内赶到火车站的概率．解：由X ～N (50,102)知μ＝50，σ＝10，所以P (30＜X ≤70)＝P (50－2×10＜X ≤50＋2×10)＝95.4%，所以所求概率为95.4%.18．(本小题满分12分)某班有6名班干部，其中男生4人，女生2人，任选3人参加学校的义务劳动．(1)设所选3人中女生人数为X ，求X 的分布列；(2)求男生甲或女生乙被选中的概率；(3)设“男生甲被选中”为事件A ，“女生乙被选中”为事件B ，求P (B )和P (B |A )．解：(1)X 的所有可能取值为0,1,2，依题意得P (X ＝0)＝C34C36＝15，P (X ＝1)＝C24C12C36＝35.P (X ＝2)＝C14C22C36＝15.∴X 的分布列为C ，则P (C )＝C34C36＝15；∴所求概率为P (C )＝1－P (C )＝1－15＝45.(3)P (B )＝C25C36＝1020＝12.P (B |A )＝＝C14C36C25C36＝410＝25. 19．(本小题满分12分)有两个分类变量x 与y ，其一组观测值如下面的2×2列联表所示：其中a,15－a 均为大于5的整数，则a 取何值时，在犯错误的概率不超过0.1的前提下认为x 与y 之间有关系？解：查表可知，要使在犯错误的概率不超过0.1的前提下认为x 与y 之间有关系，则χ2≥2.706，而χ2＝＋－－－20×45×15×50＝－20×45×15×50＝－60×90.由χ2≥2.706得a ≥7.19或a ≤2.04. 又a ＞5且15－a ＞5，a ∈Z ，即a ＝8,9.故a 为8或9时，在犯错误的概率不超过0.1的前提下认为x 与y 之间有关系．20．(本小题满分12分)某农科所对冬季昼夜温差大小与某反季节大豆新品种发芽数之间的关系进行分析研究，他们分别记录了12月1日至12月5日的每天昼夜温差与实验室每天100颗种子中的发芽数，得到如下资料：组数据用于回归方程检验．(1)若选取12月1日和12月5日这两日的数据进行检验，请根据12月2日至12月4日的数据，求出y 关于x 的线性回归方程y ^＝b ^x ＋a ^；(2)若由线性回归方程得到的估计数据与所选出的检验数据的误差均不超过2颗，则认为得到的线性回归方程是可靠的．试问(1)中所得到的线性回归方程是否可靠？若可靠，请预测温差为14 ℃时的发芽数．解：(1)由数据，求得x ＝12，y ＝27， 由公式，求得b ^＝52，a ^＝y －b ^x ＝－3，所以y 关于x 的线性回归方程为y ^＝52x －3.(2)当x ＝10时，y ^＝52×10－3＝22，|22－23|＜2；当x ＝8时，y ^＝52×8－3＝17，|17－16|＜2.因此得到的线性回归方程是可靠的．当x ＝14时，y ^＝52×14－3＝35－3＝32，所以预测温差为14 ℃时的发芽数为32颗．21．(2017·天津高考)(本小题满分12分)从甲地到乙地要经过3个十字路口，设各路口信号灯工作相互独立，且在各路口遇到红灯的概率分别为12，13，14.(1)记X 表示一辆车从甲地到乙地遇到红灯的个数，求随机变量X 的分布列和数学期望；(2)若有2辆车独立地从甲地到乙地，求这2辆车共遇到1个红灯的概率．解：(1)随机变量X 的所有可能取值为0,1,2,3.P (X ＝0)＝⎝⎛⎭⎪⎫1－12×⎝⎛⎭⎪⎫1－13×⎝⎛⎭⎪⎫1－14＝14，P (X ＝1)＝12×⎝ ⎛⎭⎪⎫1－13×⎝⎛⎭⎪⎫1－14＋⎝⎛⎭⎪⎫1－12×13×⎝⎛⎭⎪⎫1－14＋⎝⎛⎭⎪⎫1－12×⎝⎛⎭⎪⎫1－13×14＝1124，P (X ＝2)＝⎝⎛⎭⎪⎫1－12×13×14＋12×⎝ ⎛⎭⎪⎫1－13×14＋12×13×⎝⎛⎭⎪⎫1－14＝14，P (X ＝3)＝12×13×14＝124.所以随机变量X 的分布列为：随机变量X 的数学期望E (X )＝0×4＋1×24＋2×14＋3×124＝1312.(2)设Y 表示第一辆车遇到红灯的个数，Z 表示第二辆车遇到红灯的个数，则所求事件的概率为P (Y ＋Z ＝1)＝P (Y ＝0，Z ＝1)＋P (Y ＝1，Z ＝0)＝P (Y ＝0)P (Z ＝1)＋P (Y ＝1)P (Z ＝0)＝14×1124＋1124×14＝1148.所以这2辆车共遇到1个红灯的概率为1148.22．(本小题满分12分)已知一个口袋中装有n 个红球(n ≥1且n ∈N *)和2个白球，从中有放回地连续摸三次，每次摸出两个球，若两个球颜色不同则为中奖，否则不中奖． (1)当n ＝3时，设三次摸球中(每次摸球后放回)中奖的次数为X ，求X 的分布列；(2)记三次摸球中(每次摸球后放回)恰有两次中奖的概率为P ，当n 取多少时，P 最大？解：(1)当n ＝3时，每次摸出两个球，中奖的概率P ＝3×2C25＝35.P (X ＝0)＝C03⎝ ⎛⎭⎪⎫253＝8125； P (X ＝1)＝C13·35·⎝ ⎛⎭⎪⎫252＝36125； P (X ＝2)＝C23⎝ ⎛⎭⎪⎫352·25＝54125；P (X ＝3)＝C33·⎝ ⎛⎭⎪⎫353＝27125.所以X 的分布列为(2)P＝C23·p 2·(1－p )＝－3p 3＋3p 2,0＜p ＜1，P ′＝－9p 2＋6p ＝－3p (3p －2)，知在⎝⎛⎭⎪⎫0，23上P 为增函数，在⎝⎛⎭⎪⎫23，1上P 为减函数，当p ＝23时，P 取得最大值．所以p ＝C1n C12C2n ＋2＝23，即n 2－3n ＋2＝0，解得n ＝1或n ＝2.故当n ＝1或n ＝2时，P 最大．。
概率全章小结与复习
1 (1) P( A) ; 27 3 8 (3) P(C ) 1 ; 27 9
3 1 (2) P( B) ; 27 9 1 1 1 C3C2C1 2 (4) P( D) . 27 9
6 3 P( A) . 16 8
问题2 同时掷四枚均匀硬币，求下列事件的概率： ⑴事件A：恰有两枚正面向下；
⑵事件B：至少有两枚正面向下.
解：⑴方法二
如果把抛掷四枚硬币当作先后四次试验，每次试验 只有两种结果，这种试验是独立重复试验，根据独立重 复试验的意义得：
1 2 1 42 1 3 P( A) C ( ) (1 ) 6 . 2 2 16 8
注：求某些稍复杂的事件的概率时，通常有两种解法：
一是分拆直接求解；二是对立间接求解.
例1：1个家庭中有2个小孩，若生男孩和生女孩是等 可能的，若事件A：家中有男孩，又有女孩；
B：家中最多有一个女孩， 试问：事件A、B是否独立？ 解：生2个小孩的所有可能结果是：（男，男） （男，女）（女，男）（女，女） 则事件A的结果是（男，女）（女，男） 则P（A）=1/2 同理可得：P（B）=3/4 事件A.B的结果是（男，女）（女，男） 所以 P（ A.B ）=1/2≠P（A）p（B）= 1/2×3/4
36 D 624
4、一个口袋中有a个黑球，b个白球，每次任取一球，不 放回，则第k次取到黑球的概率是（ C ） A、
k ab
A
5、一个电路如图：ABCDEF为6个 开关，其闭合的概率是1/2，且是相 互独立的，则灯亮的概率（55/64 ）
最详细概率统计期末总复习精品PPT课件
第 五 章
1. 大数定律 2. 中心极限定理的应用
第 1. 统计量 总体 样本
六 2. 常用“三大分布”定义 性质
章
各分布分位点定义及查表
第 1. 点估计的两种方法
七
及评价标准
章 2. 参数的区间估计（重点：
单正态总体）
第 1. 假设检验的有关概念 八
章 2.参数的假设检验（重点：
单正态总体）
假设检验步骤(三部曲)
P(B | B0 ) 0 P(B | B1) 0.2 P(B | B2 ) 0.6 P(B | B3) 0.8
B0 A甲 A乙 A丙
P(B0) P A甲PA乙 PA丙 0.6 0.5 0.3 0.09
B1 A甲 A乙 A丙 A甲 A乙 A丙 A甲 A乙 A丙
P(B1) 0.4 0.5 0.3 0.6 0.5 0.3 0.6 0.5 0.7 0.36
1
0
( 2已知)
检验统计量
U X 0 / n
0
2
0
0
( 2未知)
t X 0 Sn* / n
2
2 0
3
2
2 0
2
2 0
(未知)
2
(n
1)Sn*2
2 0
备择假设H1
0 0 0
拒绝域
u u u u u u /2
0 0 0
2
2 0
2
2 0
2
2 0
t t (n 1) t t (n 1) t t /2(n 1)
① P(18 Y30 22) P( Y30 E(Y30) 2)
②
P(18 Y30
1 D(Y30)/ 4 0.7
22)
概率论与数理统计协方差及相关系数详解演示文稿
故有 D[Y (a0 b0 X )] 0 E[Y (a0 b0 X )] 0
从而有 P{Y (a0 b0 X )} 1,即P{Y a0 b0 X} 1
第十四页，共35页。
(2) 若存在常数a*,b*使得P{Y=a*+b*X}=1,则有P{[Y(a*+b*X)]2=0}=1.即得E {[Y-(a*+b*X)]2}= 0,又由
特别, 若X=Y,则 cov(X,X)=E(X-E(X))2=D(X) 因此,方差是协方差的特例,协方差刻画两个随机
变量之间的“某种”关系.
第七页，共35页。
3. 计算 对于任意随机变量X与Y,总有
D( X Y ) D( X ) D(Y ) 2Cov( X ,Y )
由协方差定义得
cov(X ,Y ) E{[ X E( X )][Y E(Y )]}
Cov(X ,Y ) E[(XY ) YE(X ) XE(Y ) E(X )E(Y )]
Cov(X,Y)=E(XY)-E(X)E(Y)
这是计算协方差的常用公式.
可见，若X与Y独立，则 Cov(X,Y)= 0 .
第八页，共35页。
4.协方差的性质
(1) Cov(X,Y)=Cov(Y,X)
(对称性)
(1) 求 Z 的数学期望和方差. (2) 求 X 与 Z 的相关系数.
解 (1)由E( X ) 1, D( X ) 9, E(Y ) 0, D(Y ) 16.
得 E(Z ) E( X Y ) 1 E( X ) 1 E(Y )
32 3
2
1. 3
第二十五页，共35页。
D(Z ) D( X ) D(Y ) 2Cov( X ,Y )
0 E{[Y (a* b*X )]2}
经济数学基础第三册《概率统计》一、二、三章知识点总结
第一章 随机事件与概率1、事件间的关系与运算关系：事件的包含与相等；事件的和（并）；事件的积（交）；事件的差； 互不相容事件（互斥）；对立事件（逆事件）；完备事件组。
运算： BAAB A B B A == ）交换律（1)()()2(C B A C B A C B A C B A ==）（）结合律（））（（）（）（）（）分配律（C A B A BC A BC AC C B A ==)3(BA B A C B A ABC CB AC B A B A AB ==== ）对偶律（42、概率的性质10=Ω=Φ）（）（①P P ∑=∑==ni i ni i n A P A P A A A 1121,,,）（）（为互不相容事件：② ）（）（）（有，为两个互不相容事件与特别的：B P A P B A P B A +=+121=∑ii n A P A A A ）（，则有构成一个完备事件组，，，，③ ）（）（率有特别的：对立事件的概A P A P -=1）（）（）（有，如果④B P A P B A P B A -=-⊃）（）（）（）（有，与对于任意两个事件⑤AB P B P A P B A P B A -+=+()1()()(2111111nn nk j i k j i ni nj i j i i ni i A A A P A A A P A A P A P A P-≤<<≤=≤<≤=-+∑-+∑∑-=∑）（）（件的情形推广：对任意有限个事3、古典概型⎩⎨⎧等可能性有限性试验的基本事件总数的基本事件数有利于A n m A P ==)(4、条件概率)()()(A P AB P A B P =乘法公式)()()()()()()()()(AB C P A B P A P ABC P B A P B P A B P A P AB P ===5、独立事件 )()()(B P A P AB p =)()()()(B P A B P A P B A P ==或或6、全概率公式有则对任一事件构成完备事件组,,,2,1,0)(,,,,21B n i A P A A A i n =>)()()()()()()()()(22111n n ni i i A B P A P A B P A P A B P A P A B P A P B P +++=∑== 7、贝叶斯公式 有若则对任一事件构成完备事件组,0)(,,,2,1,0)(,,,,21>=>B P B n i A P A A A i n nm A BP A P A B P A P B A P ni i im m m,,2,1)()()()()(1==∑=1.概率分布（X 的所有取值及其相应概率）,2,1}{,===i p x X P i i 1x X 2x 3x … nx … P1p 2p 3p …np …分布律2、分布函数 F(x) =P(X ≤x)∑=≤=≤xi x ip x X P x F )()(3、随机变量函数 Y=g(X) 的概率分布（1）写出函数的对应取值（2）抄写相应的概率（相同函数值的要合并，对应概率相加） ∑=iii p x EX 22)(EX EX DX -=?2=EX ∑==ii i p x g EY X g Y })()({∑=iii p x EX 221、概率密度: ),(,)(+∞-∞∈x xf ⎰=<<ba dxx f b X a P )()(})(,)()({)(3的值域）是的反函数，（是为零。
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答:
ex f (x;)
x0
0 x0
E(X ) 1
1
E(X )
用X 估计EX
1
X
例3、设总体X的概率密度为
f (x)
1
x
e
2
X1， … ， Xn为样本，求参数的矩估计。
解: 这是单个正态总体在方差已知的情况下检验均值
H0 : 0 4.55 H1 : 0
检验统计量为
U X 0 n
H 0 的拒绝域为
W {| U | u 2}
计算得 x 4.364 u x 0 4.364 4.55 3.78
n 0.11 5
u0.025 1.96.
因为 u 3.78 1.96
H0
:
2
Hale Waihona Puke 2 080检验统计量为
2 n 1S 2
2 0
H1
: 2
2 0
H 0 的拒绝域为
W
{ 2
2 1
2 n
1或 2
2
2n 1}
计算得
s2 121 .8
2 9121.8 13.7
80
2 0.025
9
19
.023
2 0.975
9
2.7
因为
2.7 2 19.023
接受H0，认为整批保险丝的熔化时间的方差等于80
无显著差异?(=0.05 )
解: 这是两个正态总体检验方差比
H
0：
2 1
22；H 1：
2 1
2 2
检验统计量为 F S12
S
2 2
拒绝域为：{FF1/2(n11, n21) 或FF/2(n11, 21)}
计算得： S12 0.204 S22 0.397 F 0.51
F10.025(7, 6)=1/5.12=0.1953 FF0.025(7, 6)=5.7
解： 这是两个正态总体检验均值差
H0 : 1 2 ; H1 : 1 2
检验统计量为
拒绝域为
t X Y Sw 1 n1 1 n2
W {t t 2 (n1 n2 2)}
这里: x 2.33, s1 2.002 y 0.75, s2 1.789
sw
9s12 9s22 1.898 18
例6. 比较甲,乙两种安眠药的疗效。将20名患者分成两 组,每组10人.其中10人服用甲药后延长睡眠的时数分 别为1.9, 0.8, 1.1, 0.1, -0.1, 4.4, 5.5, 1.6, 4.6, 3.4; 另10人服用乙药后延长睡眠的时数分别为0.7, -1.6, 0.2, -1.2, -0.1, 3.4, 3.7, 0.8, 0.0, 2.0.若服用两种安 眠药后增加的睡眠时数服从方差相同的正态分布.试问 两种安眠药的疗效有无显著性差异?(=0.10)
解: 这是单个正态总体在方差未知的情况下检验均值
H 0 : 0 112 .6 H1 : 0
检验统计量为
T X 0
Sn
计算得 x 112 .8 s 1.135
H0 的拒绝域为 W {| t | T 2 n 1}
t x 0 112 .8 112 .6 0.466
s n 1.135 7
H 0 : 0 10620 H1 : 0
检验统计量为
T X 0 H0 的拒绝域为 W {| t | T 2 n 1}
Sn
计算得 x 10631 .4 s 81 t x 0 10631 .4 10620 0.45
sn
81 10
t0.025 9 2.2622
因为
t 0.45 2.2622
拒绝H0，即该日铁水的平均含碳量显著变化
例3 用热敏电阻测温仪间接温量地热勘探井底温度X, 重复测量7次，测得温度(℃): 112.0 113.4 111.2 112.0 114.5 112.9 113.6 而用某种精确办法测得 温度为112.6(可看作真值),试问用热敏电阻测温仪间 接测温有无系统偏差(设X服从正态分布,取=0.05 )?
t0.025 6 2.4469 因为
t 0.466 2.4469
接受H0，热敏电阻测温仪间接测温无系统偏差
例4 某厂生产镍合金线，其抗拉强度的均值为10620 (kg/mm2)今改进工艺后生产一批镍合金线，抽取10根, 测得抗拉强度(kg/mm2)为: 10512, 10623, 10668, 10554, 10776, 10707, 10557, 10581, 10666, 10670. 认为抗拉强度服从正态分布,取 解去:=生0这.产0是5的单,镍问个合新正金生态线产总抗的体拉镍在强合方度金差有线未明的知显抗的不拉情同强况?度下是检否验与均过值
t x y 1.86 sw 1 10 1 10
t0.05 18 1.7341
因为
t 1.86 1.7341
拒绝H0，认为两种安眠药的疗效有显著性差异
例7.有甲乙两种机床,加工同样产品,从这两台机床加工的产品中 随 机 地 抽 取 若 干 产品,测得产品直径为(单位:mm): 甲: 20.5, 19.8, 19.7, 20.4, 20.1, 20.9, 19.6, 19.9. 乙: 19.7, 20.8, 20.5, 19.8, 19.4, 20.6, 19.2. 假定甲,乙 两台机床的产品直径都服从正态分布,试比较甲,乙两台机床加工的精度有
接受H0，新生产与过去生产的抗拉强度无明显不同
例5 电工器材厂生产一批保险丝，取10根测得其熔 化时间（min）为42, 65, 75, 78, 59, 57, 68, 54, 55, 71.问是否可以认为整批保险丝的熔化时间的方 差等于80?(=0.05 , 熔化时间为正态变量.)
解: 这是单个正态总体检验方差
0.1957<F<5.7,接受H0，甲,乙两台机床加工的精度无显著差异
例1：设X1， … ， Xn为取自总体B(m,p),的样本， 其中m已知，0<p<1未知，求p的矩估计。
解:
E(X)=mp,
p 1 E(X) m
用X估计EX
1 p X
为参数p的矩估计
m
例2、：设X1， … ， Xn为取自参数为的指数分布 总体的样本，求的矩估计。
概率与统计每章习题总结版演 示文稿
概率与统计每章习题总结版
例2 已知某炼铁厂的铁水含碳量在正常情况下服从 正态分布N(4.55,0.112).某日测得5炉铁水含碳量如下: 4.28, 4.40, 4.42, 4.35, 4.37. 如果标准差不变,该日铁水 的平均含碳量是否显著变化? (取 =0.05)