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概率论与数理统计习题答案 第四版 盛骤 (浙江大学)
浙大第四版(高等教育出版社)
第一章 概率论的基本概念
1.[一] 写出下列随机试验的样本空间
(1)记录一个小班一次数学考试的平均分数(充以百分制记分)([一] 1)
,n表小班人数
(3)生产产品直到得到10件正品,记录生产产品的总件数。([一] 2)
S={10,11,12,………,n,………}
(4)对某工厂出厂的产品进行检查,合格的盖上“正品”,不合格的盖上“次品”,如连续查出二个次品就停止检查,或检查4个产品就停止检查,记录检查的结果。
查出合格品记为“1”,查出次品记为“0”,连续出现两个“0”就停止检查,或查满4次才停止检查。 ([一] (3))
S={00,100,0100,0101,1010,0110,1100,0111,1011,1101,1110,1111,}
2.[二] 设A,B,C为三事件,用A,B,C的运算关系表示下列事件。
(1)A发生,B与C不发生。
表示为: 或A- (AB+AC)或A- (B∪C)
(2)A,B都发生,而C不发生。
表示为: 或AB-ABC或AB-C
(3)A,B,C中至少有一个发生 表示为:A+B+C
(4)A,B,C都发生, 表示为:ABC
(5)A,B,C都不发生, 表示为:或S- (A+B+C)或
(6)A,B,C中不多于一个发生,即A,B,C中至少有两个同时不发生
相当于中至少有一个发生。故 表示为:。
(7)A,B,C中不多于二个发生。
相当于:中至少有一个发生。故 表示为:
(8)A,B,C中至少有二个发生。
相当于:AB,BC,AC中至少有一个发生。故 表示为:AB+BC+AC
6.[三] 设A,B是两事件且P (A)=0.6,P (B)=0.7. 问(1)在什么条件下P (AB)取到最大值,最大值是多少?(2)在什么条件下P (AB)取到最小值,最小值是多少?
解:由P (A) = 0.6,P (B) = 0.7即知AB≠φ,(否则AB = φ依互斥事件加法定理, P(A∪B)=P (A)+P (B)=0.6+0.7=1.3>1与P (A∪B)≤1矛盾).
从而由加法定理得
P (AB)=P (A)+P (B)-P (A∪B) (*)
(1)从0≤P(AB)≤P(A)知,当AB=A,即A∩B时P(AB)取到最大值,最大值为
P(AB)=P(A)=0.6,
(2)从(*)式知,当A∪B=S时,P(AB)取最小值,最小值为
P(AB)=0.6+0.7-1=0.3 。
7.[四] 设A,B,C是三事件,且,. 求A,B,C至少有一个发生的概率。
解:P (A,B,C至少有一个发生)=P (A+B+C)= P(A)+ P(B)+ P(C)-P(AB)-P(BC)-P(AC)+ P(ABC)=
8.[五] 在一标准英语字典中具有55个由二个不相同的字母新组成的单词,若从26个英语字母中任取两个字母予以排列,问能排成上述单词的概率是多少?
记A表“能排成上述单词”
∵ 从26个任选两个来排列,排法有种。每种排法等可能。
字典中的二个不同字母组成的单词:55个
∴
9. 在电话号码薄中任取一个电话号码,求后面四个数全不相同的概率。(设后面4个数中的每一个数都是等可能性地取自0,1,2……9)
记A表“后四个数全不同”
∵ 后四个数的排法有104种,每种排法等可能。
后四个数全不同的排法有
∴
10.[六] 在房间里有10人。分别佩代着从1号到10号的纪念章,任意选3人记录其纪念章的号码。
(1)求最小的号码为5的概率。
记“三人纪念章的最小号码为5”为事件A
∵ 10人中任选3人为一组:选法有种,且每种选法等可能。
又事件A相当于:有一人号码为5,其余2人号码大于5。这种组合的种数有
∴
(2)求最大的号码为5的概率。
记“三人中最大的号码为5”为事件B,同上10人中任选3人,选法有种,且每种选法等可能,又事件B相当于:有一人号码为5,其余2人号码小于5,选法有种
11.[七] 某油漆公司发出17桶油漆,其中白漆10桶、黑漆4桶,红漆3桶。在搬运中所标笺脱落,交货人随意将这些标笺重新贴,问一个定货4桶白漆,3桶黑漆和2桶红漆顾客,按所定的颜色如数得到定货的概率是多少?
记所求事件为A。
在17桶中任取9桶的取法有种,且每种取法等可能。
取得4白3黑2红的取法有
故
12.[八] 在1500个产品中有400个次品,1100个正品,任意取200个。
(1)求恰有90个次品的概率。
记“恰有90个次品”为事件A
∵ 在1500个产品中任取200个,取法有种,每种取法等可能。
200个产品恰有90个次品,取法有种
∴
(2)至少有2个次品的概率。
记:A表“至少有2个次品”
B0表“不含有次品”,B1表“只含有一个次品”,同上,200个产品不含次品,取法有种,200个产品含一个次品,取法有种
∵ 且B0,B1互不相容。
∴
13.[九] 从5双不同鞋子中任取4只,4只鞋子中至少有2只配成一双的概率是多少?
记A表“4只全中至少有两支配成一对”
则表“4只人不配对”
∵ 从10只中任取4只,取法有种,每种取法等可能。
要4只都不配对,可在5双中任取4双,再在4双中的每一双里任取一只。取法有
15.[十一] 将三个球随机地放入4个杯子中去,问杯子中球的最大个数分别是1,2,3,的概率各为多少?
记Ai表“杯中球的最大个数为i个” i=1,2,3,
三只球放入四只杯中,放法有43种,每种放法等可能
对A1:必须三球放入三杯中,每杯只放一球。放法4×3×2种。
(选排列:好比3个球在4个位置做排列)
对A2:必须三球放入两杯,一杯装一球,一杯装两球。放法有种。
(从3个球中选2个球,选法有,再将此两个球放入一个杯中,选法有4种,最后将剩余的1球放入其余的一个杯中,选法有3种。
对A3:必须三球都放入一杯中。放法有4种。(只需从4个杯中选1个杯子,放入此3个球,选法有4种)
16.[十二] 50个铆钉随机地取来用在10个部件,其中有三个铆钉强度太弱,每个部件用3只铆钉,若将三只强度太弱的铆钉都装在一个部件上,则这个部件强度就太弱,问发生一个部件强度太弱的概率是多少?
记A表“10个部件中有一个部件强度太弱”。
法一:用古典概率作:
把随机试验E看作是用三个钉一组,三个钉一组去铆完10个部件(在三个钉的一组中不分先后次序。但10组钉铆完10个部件要分先后次序)
对E:铆法有种,每种装法等可能
对A:三个次钉必须铆在一个部件上。这种铆法有〔〕×10种
法二:用古典概率作
把试验E看作是在50个钉中任选30个钉排成一列,顺次钉下去,直到把部件铆完。(铆钉要计先后次序)
对E:铆法有种,每种铆法等可能
对A:三支次钉必须铆在“1,2,3”位置上或“4,5,6”位置上,…或“28,29,30”位置上。这种铆法有种
17.[十三] 已知。
解一:
注意. 故有
P (AB)=P (A)-P (A)=0.7-0.5=0.2。
再由加法定理,
P (A∪)= P (A)+ P ()-P (A)=0.7+0.6-0.5=0.8
于是
18.[十四] 。
解:由
由乘法公式,得
由加法公式,得
19.[十五] 掷两颗骰子,已知两颗骰子点数之和为7,求其中有一颗为1点的概率(用两种方法)。
解:(方法一)(在缩小的样本空间SB中求P(A|B),即将事件B作为样本空间,求事件A发生的概率)。
掷两颗骰子的试验结果为一有序数组(x, y)(x, y=1,2,3,4,5,6)并且满足x,+y=7,则样本空间为
S={(x, y)| (1, 6 ), (6, 1), (2, 5), (5, 2), (3, 4), (4, 3)}
每种结果(x, y)等可能。
A={掷二骰子,点数和为7时,其中有一颗为1点。故}
方法二:(用公式
S={(x, y)| x =1,2,3,4,5,6; y = 1,2,3,4,5,6}}每种结果均可能
A=“掷两颗骰子,x, y中有一个为“1”点”,B=“掷两颗骰子,x,+y=7”。则,
故
20.[十六] 据以往资料表明,某一3口之家,患某种传染病的概率有以下规律:P(A)=P{孩子得病}=0.6,P (B|A)=P{母亲得病|孩子得病}=0.5,P (C|AB)=P{父亲得病|母亲及孩子得病}=0.4。求母亲及孩子得病但父亲未得病的概率。
解:所求概率为P (AB)(注意:由于“母病”,“孩病”,“父病”都是随机事件,这里不是求P (|AB)
P (AB)= P(A)=P(B|A)=0.6×0.5=0.3, P (|AB)=1-P (C |AB)=1-0.4=0.6.
从而P (AB)= P (AB) · P(|AB)=0.3×0.6=0.18.
21.[十七] 已知10只晶体管中有2只次品,在其中取二次,每次随机地取一只,作不放回抽样,求下列事件的概率。
(1)二只都是正品(记为事件A)
法一:用组合做 在10只中任取两只来组合,每一个组合看作一个基本结果,每种取法等可能。
法二:用排列做 在10只中任取两个来排列,每一个排列看作一个基本结果,每个排列等可能。
法三:用事件的运算和概率计算法则来作。
记A1,A2分别表第一、二次取得正品。
(2)二只都是次品(记为事件B)
法一:
法二:
法三:
(3)一只是正品,一只是次品(记为事件C)
法一:
法二:
法三:
(4)第二次取出的是次品(记为事件D)
法一:因为要注意第一、第二次的顺序。不能用组合作,
法二:
法三:
22.[十八] 某人忘记了电话号码的最后一个数字,因而随机的拨号,求他拨号不超过三次而接通所需的电话的概率是多少?如果已知最后一个数字是奇数,那么此概率是多少?
记H表拨号不超过三次而能接通。
Ai表第i次拨号能接通。
注意:第一次拨号不通,第二拨号就不再拨这个号码。
如果已知最后一个数字是奇数(记为事件B)问题变为在B已发生的条件下,求H再发生的概率。
24.[十九] 设有甲、乙二袋,甲袋中装有n只白球m只红球,乙袋中装有N只白球M只红球,今从甲袋中任取一球放入乙袋中,再从乙袋中任取一球,问取到(即从乙袋中取到)白球的概率是多少?(此为第三版19题(1))
记A1,A2分别表“从甲袋中取得白球,红球放入乙袋”
再记B表“再从乙袋中取得白球”。
∵ B=A1B+A2B且A1,A2互斥
∴ P (B)=P (A1)P(B| A1)+ P (A2)P (B| A2)
=
[十九](2) 第一只盒子装有5只红球,4只白球;第二只盒子装有4只红球,5只白球。先从第一盒子中任取2只球放入第二盒中去,然后从第二盒子中任取一只球,求取到白球的概率。
记C1为“从第一盒子中取得2只红球”。
C2为“从第一盒子中取得2只白球”。
C3为“从第一盒子中取得1只红球,1只白球”,
D为“从第二盒子中取得白球”,显然C1,C2,C3两两互斥,C1∪C2∪C3=S,由全概率公式,有
P (D)=P (C1)P (D|C1)+P (C2)P (D|C2)+P (C3)P (D| C3)
26.[二十一] 已知男人中有5%是色盲患者,女人中有0.25%是色盲患者。今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:A1={男人},A2={女人},B={色盲},显然A1∪A2=S,A1 A2=φ
由已知条件知
由贝叶斯公式,有
[二十二] 一学生接连参加同一课程的两次考试。第一次及格的概率为P,若第一次及格则第二次及格的概率也为P;若第一次不及格则第二次及格的概率为(1)若至少有一次及格则他能取得某种资格,求他取得该资格的概率。(2)若已知他第二次已经及格,求他第一次及格的概率。
解:Ai={他第i次及格},i=1,2
已知P (A1)=P (A2|A1)=P,
(1)B={至少有一次及格}
所以
∴
(2) (*)
由乘法公式,有P (A1 A2)= P (A1) P (A2| A1) = P2
由全概率公式,有
将以上两个结果代入(*)得
28.[二十五] 某人下午5:00下班,他所积累的资料表明:
到家时间 | 5:35~5:39 | 5:40~5:44 | 5:45~5:49 | 5:50~5:54 | 迟于5:54 |
乘地铁到 家的概率 | 0.10 | 0.25 | 0.45 | 0.15 | 0.05 |
乘汽车到 家的概率 | 0.30 | 0.35 | 0.20 | 0.10 | 0.05 |
某日他抛一枚硬币决定乘地铁还是乘汽车,结果他是5:47到家的,试求他是乘地铁回家的概率。
解:设A=“乘地铁”,B=“乘汽车”,C=“5:45~5:49到家”,由题意,AB=φ,A∪B=S
已知:P (A)=0.5, P (C|A)=0.45, P (C|B)=0.2, P (B)=0.5
由贝叶斯公式有
29.[二十四] 有两箱同种类型的零件。第一箱装5只,其中10只一等品;第二箱30只,其中18只一等品。今从两箱中任挑出一箱,然后从该箱中取零件两次,每次任取一只,作不放回抽样。试求(1)第一次取到的零件是一等品的概率。(2)第一次取到的零件是一等品的条件下,第二次取到的也是一等品的概率。
解:设Bi表示“第i次取到一等品” i=1,2
Aj表示“第j箱产品” j=1,2,显然A1∪A2=S A1A2=φ
(1)(B1= A1B +A2B由全概率公式解)。
(2)
(先用条件概率定义,再求P (B1B2)时,由全概率公式解)
记A表从L到R是构成通路的。
∵ A=A1A2+ A1A3A5+A4A5+A4A3A2四种情况不互斥
∴ P (A)=P (A1A2)+P (A1A3A5) +P (A4A5)+P (A4A3A2)-P (A1A2A3A5)
+ P (A1A2 A4A5)+ P (A1A2 A3 A4) +P (A1A3 A4A5)
+ P (A1A2 A3A4A5) P (A2 A3 A4A5)+ P (A1A2A3 A4A5)+ P (A1A2 A3 A4A5)
+ (A1A2 A3 A4A5) + P (A1A2 A3 A4A5)-P (A1A2 A3 A4A5)
又由于A1,A2, A3, A4,A5互相独立。
故 P (A)=p2+ p3+ p2+ p3-[p4 +p4 +p4 +p4 +p5 +p4]
+[ p5 + p5+ p5+ p5]-p5=2 p2+ 3p3-5p4 +2 p5
[二十六(1)]设有4个独立工作的元件1,2,3,4。它们的可靠性分别为P1,P2,P3,P4,将它们按图(1)的方式联接,求系统的可靠性。
记Ai表示第i个元件正常工作,i=1,2,3,4,
∵ A=A1A2A3+ A1A4两种情况不互斥
∴ P (A)= P (A1A2A3)+P (A1A4)-P (A1A2A3 A4) (加法公式)
= P (A1) P (A2)P (A3)+ P (A1) P (A4)-P (A1) P (A2)P (A3)P (A4)
= P1P2P3+ P1P4-P1P2P3P4 (A1, A2, A3, A4独立)
34.[三十一] 袋中装有m只正品硬币,n只次品硬币,(次品硬币的两面均印有国徽)。在袋中任取一只,将它投掷r次,已知每次都得到国徽。问这只硬币是正品的概率为多少?
解:设“出现r次国徽面”=Br “任取一只是正品”=A
由全概率公式,有
(条件概率定义与乘法公式)
35.甲、乙、丙三人同时对飞机进行射击,三人击中的概率分别为0.4,0.5,0.7。飞机被一人击中而被击落的概率为0.2,被两人击中而被击落的概率为0.6,若三人都击中,飞机必定被击落。求飞机被击落的概率。
解:高Hi表示飞机被i人击中,i=1,2,3。B1,B2,B2分别表示甲、乙、丙击中飞机
∵ ,三种情况互斥。
三种情况互斥
又 B1,B2,B2独立。
∴
+ 0.4×0.5×0.7+0.6×0.5×0.7=0.41
P (H3)=P (B1)P (B2)P (B3)=0.4×0.5×0.7=0.14
又因: A=H1A+H2A+H3A 三种情况互斥
故由全概率公式,有
P (A)= P(H1)P (A|H1)+P (H2)P (A|H2)+P (H3)P (AH3)
=0.36×0.2+0.41×0.6+0.14×1=0.458
36.[三十三]设由以往记录的数据分析。某船只运输某种物品损坏2%(这一事件记为A1),10%(事件A2),90%(事件A3)的概率分别为P (A1)=0.8, P (A2)=0.15, P (A2)=0.05,现从中随机地独立地取三件,发现这三件都是好的(这一事件记为B),试分别求P (A1|B) P (A2|B), P (A3|B)(这里设物品件数很多,取出第一件以后不影响取第二件的概率,所以取第一、第二、第三件是互相独立地)
∵ B表取得三件好物品。
B=A1B+A2B+A3B 三种情况互斥
由全概率公式,有
∴ P (B)= P(A1)P (B|A1)+P (A2)P (B|A2)+P (A3)P (B|A3)
=0.8×(0.98)3+0.15×(0.9)3+0.05×(0.1)3=0.8624
37.[三十四] 将A,B,C三个字母之一输入信道,输出为原字母的概率为α,而输出为其它一字母的概率都是(1-α)/2。今将字母串AAAA,BBBB,CCCC之一输入信道,输入AAAA,BBBB,CCCC的概率分别为p1, p2, p3 (p1 +p2+p3=1),已知输出为ABCA,问输入的是AAAA的概率是多少?(设信道传输每个字母的工作是相互独立的。)
解:设D表示输出信号为ABCA,B1、B2、B3分别表示输入信号为AAAA,BBBB,CCCC,则B1、B2、B3为一完备事件组,且P(Bi)=Pi, i=1, 2, 3。
再设A发、A收分别表示发出、接收字母A,其余类推,依题意有
P (A收| A发)= P (B收| B发)= P (C收| C发)=α,
P (A收| B发)= P (A收| C发)= P (B收| A发)= P (B收| C发)= P (C收| A发)= P (C收| B发)=
又P (ABCA|AAAA)= P (D | B 1) = P (A收| A发) P (B收| A发) P (C收| A发) P (A收| A发)
=,
同样可得P (D | B 2) = P (D | B 3) =
于是由全概率公式,得
由Bayes公式,得
P (AAAA|ABCA)= P (B 1 | D ) =
=
[二十九] 设第一只盒子装有3只蓝球,2只绿球,2只白球;第二只盒子装有2只蓝球,3只绿球,4只白球。独立地分别从两只盒子各取一只球。(1)求至少有一只蓝球的概率,(2)求有一只蓝球一只白球的概率,(3)已知至少有一只蓝球,求有一只蓝球一只白球的概率。
解:记A1、A2、A3分别表示是从第一只盒子中取到一只蓝球、绿球、白球,B1、B2、B3分别表示是从第二只盒子中取到一只蓝球、绿球、白球。
(1)记C={至少有一只蓝球}
C= A1B1+ A1B2+ A1B3+ A2B1+ A3B1,5种情况互斥
由概率有限可加性,得
(2)记D={有一只蓝球,一只白球},而且知D= A1B3+A3B1两种情况互斥
(3)
[三十] A,B,C三人在同一办公室工作,房间有三部电话,据统计知,打给A,B,C的电话的概率分别为。他们三人常因工作外出,A,B,C三人外出的概率分别为,设三人的行动相互独立,求
(1)无人接电话的概率;(2)被呼叫人在办公室的概率;若某一时间断打进了3个电话,求(3)这3个电话打给同一人的概率;(4)这3个电话打给不同人的概率;(5)这3个电话都打给B,而B却都不在的概率。
解:记C1、C2、C3分别表示打给A,B,C的电话
D1、D2、D3分别表示A,B,C外出
注意到C1、C2、C3独立,且
(1)P(无人接电话)=P (D1D2D3)= P (D1)P (D2)P (D3)
=
(2)记G=“被呼叫人在办公室”,三种情况互斥,由有限可加性与乘法公式
(3)H为“这3个电话打给同一个人”
(4)R为“这3个电话打给不同的人”
R由六种互斥情况组成,每种情况为打给A,B,C的三个电话,每种情况的概率为
于是
(5)由于是知道每次打电话都给B,其概率是1,所以每一次打给B电话而B不在的概率为,且各次情况相互独立
于是 P(3个电话都打给B,B都不在的概率)=
第二章 随机变量及其分布
1.[一] 一袋中有5只乒乓球,编号为1、2、3、4、5,在其中同时取三只,以X表示取出的三只球中的最大号码,写出随机变量X的分布律
解:X可以取值3,4,5,分布律为
也可列为下表
X: 3, 4,5
P:
3.[三] 设在15只同类型零件中有2只是次品,在其中取三次,每次任取一只,作不放回抽样,以X表示取出次品的只数,(1)求X的分布律,(2)画出分布律的图形。
解:任取三只,其中新含次品个数X可能为0,1,2个。
再列为下表
X: 0, 1, 2
P:
4.[四] 进行重复独立实验,设每次成功的概率为p,失败的概率为q =1-p(0<p<1)
(1)将实验进行到出现一次成功为止,以X表示所需的试验次数,求X的分布律。(此时称X服从以p为参数的几何分布。)
(2)将实验进行到出现r次成功为止,以Y表示所需的试验次数,求Y的分布律。(此时称Y服从以r, p为参数的巴斯卡分布。)
(3)一篮球运动员的投篮命中率为45%,以X表示他首次投中时累计已投篮的次数,写出X的分布律,并计算X取偶数的概率。
解:(1)P (X=k)=qk-1p k=1,2,……
(2)Y=r+n={最后一次实验前r+n-1次有n次失败,且最后一次成功}
其中 q=1-p,
或记r+n=k,则 P{Y=k}=
(3)P (X=k) = (0.55)k-10.45 k=1,2…
P (X取偶数)=
6.[六] 一大楼装有5个同类型的供水设备,调查表明在任一时刻t每个设备使用的概率为0.1,问在同一时刻
(1)恰有2个设备被使用的概率是多少?
(2)至少有3个设备被使用的概率是多少?
(3)至多有3个设备被使用的概率是多少?
(4)至少有一个设备被使用的概率是多少?
[五] 一房间有3扇同样大小的窗子,其中只有一扇是打开的。有一只鸟自开着的窗子飞入了房间,它只能从开着的窗子飞出去。鸟在房子里飞来飞去,试图飞出房间。假定鸟是没有记忆的,鸟飞向各扇窗子是随机的。
(1)以X表示鸟为了飞出房间试飞的次数,求X的分布律。
(2)户主声称,他养的一只鸟,是有记忆的,它飞向任一窗子的尝试不多于一次。以Y表示这只聪明的鸟为了飞出房间试飞的次数,如户主所说是确实的,试求Y的分布律。
(3)求试飞次数X小于Y的概率;求试飞次数Y小于X的概率。
解:(1)X的可能取值为1,2,3,…,n,…
P {X=n}=P {前n-1次飞向了另2扇窗子,第n次飞了出去}
=, n=1,2,……
(2)Y的可能取值为1,2,3
P {Y=1}=P {第1次飞了出去}=
P {Y=2}=P {第1次飞向 另2扇窗子中的一扇,第2次飞了出去}
=
P {Y=3}=P {第1,2次飞向了另2扇窗子,第3次飞了出去}
=
同上,
故
8.[八] 甲、乙二人投篮,投中的概率各为0.6, 0.7,令各投三次。求
(1)二人投中次数相等的概率。
记X表甲三次投篮中投中的次数
Y表乙三次投篮中投中的次数
由于甲、乙每次投篮独立,且彼此投篮也独立。
P (X=Y)=P (X=0, Y=0)+P (X=2, Y=2)+P (X=3, Y=3)
= P (X=0) P (Y=0)+ P (X=1) P (Y=1)+ P (X=2) P (Y=2)+ P (X=3) P (Y=3)
= (0.4)3× (0.3)3+ [
(2)甲比乙投中次数多的概率。
P (X>Y)=P (X=1, Y=0)+P (X=2, Y=0)+P (X=2, Y=1)+
P (X=3) P (Y=0)+ P (X=3) P (Y=1)+ P (X=3) P (Y=2)
=P (X=1) P (Y=0) + P (X=2, Y=0)+ P (X=2, Y=1)+
P (X=3) P (Y=0)+ P (X=3) P (Y=1)+ P (X=3) P (Y=2)
=
9.[十] 有甲、乙两种味道和颜色极为相似的名酒各4杯。如果从中挑4杯,能将甲种酒全部挑出来,算是试验成功一次。
(1)某人随机地去猜,问他试验成功一次的概率是多少?
(2)某人声称他通过品尝能区分两种酒。他连续试验10次,成功3次。试问他是猜对的,还是他确有区分的能力(设各次试验是相互独立的。)
解:(1)P (一次成功)=
(2)P (连续试验10次,成功3次)=。此概率太小,按实际推断原理,就认为他确有区分能力。
[九] 有一大批产品,其验收方案如下,先做第一次检验:从中任取10件,经验收无次品接受这批产品,次品数大于2拒收;否则作第二次检验,其做法是从中再任取5件,仅当5件中无次品时接受这批产品,若产品的次品率为10%,求
(1)这批产品经第一次检验就能接受的概率
(2)需作第二次检验的概率
(3)这批产品按第2次检验的标准被接受的概率
(4)这批产品在第1次检验未能做决定且第二次检验时被通过的概率
(5)这批产品被接受的概率
解:X表示10件中次品的个数,Y表示5件中次品的个数,
由于产品总数很大,故X~B(10,0.1),Y~B(5,0.1)(近似服从)
(1)P {X=0}=0.910≈0.349
(2)P {X≤2}=P {X=2}+ P {X=1}=
(3)P {Y=0}=0.9 5≈0.590
(4)P {0<X≤2,Y=0} ({0<X≤2}与{ Y=2}独立)
= P {0<X≤2}P {Y=0}
=0.581×0.5900.343
(5)P {X=0}+ P {0<X≤2,Y=0}
≈0.349+0.343=0.692
12.[十三] 电话交换台每分钟的呼唤次数服从参数为4的泊松分布,求
(1)每分钟恰有8次呼唤的概率
法一: (直接计算)
法二: P ( X= 8 )= P (X ≥8)-P (X ≥9)(查λ= 4泊松分布表)。
= 0.051134-0.021363=0.029771
(2)每分钟的呼唤次数大于10的概率。
P (X>10)=P (X ≥11)=0.002840(查表计算)
[十二 (2)]每分钟呼唤次数大于3的概率。
[十六] 以X表示某商店从早晨开始营业起直到第一顾客到达的等待时间(以分计),X的分布函数是
求下述概率:
(1)P{至多3分钟};(2)P {至少4分钟};(3)P{3分钟至4分钟之间};
(4)P{至多3分钟或至少4分钟};(5)P{恰好2.5分钟}
解:(1)P{至多3分钟}= P {X≤3} =
(2)P {至少4分钟} P (X ≥4) =
(3)P{3分钟至4分钟之间}= P {3<X≤4}=
(4)P{至多3分钟或至少4分钟}= P{至多3分钟}+P{至少4分钟}
=
(5)P{恰好2.5分钟}= P (X=2.5)=0
18.[十七] 设随机变量X的分布函数为,
求(1)P (X<2), P {0<X≤3}, P (2<X<);(2)求概率密度fX (x).
解:(1)P (X≤2)=FX (2)= ln2, P (0<X≤3)= FX (3)-FX (0)=1,
(2)
20.[十八(2)]设随机变量的概率密度为
(1)
(2)
求X的分布函数F (x),并作出(2)中的f (x)与F (x)的图形。
解:当-1≤x≤1时:
当1<x时:
故分布函数为:
解:(2)
故分布函数为
(2)中的f (x)与F (x)的图形如下
22.[二十] 某种型号的电子的寿命X(以小时计)具有以下的概率密度:
现有一大批此种管子(设各电子管损坏与否相互独立)。任取5只,问其中至少有2只寿命大于1500小时的概率是多少?
解:一个电子管寿命大于1500小时的概率为
令Y表示“任取5只此种电子管中寿命大于1500小时的个数”。则,
23.[二十一] 设顾客在某银行的窗口等待服务的时间X(以分计)服从指数分布,其概率密度为:
某顾客在窗口等待服务,若超过10分钟他就离开。他一个月要到银行5次。以Y表示一个月内他未等到服务而离开窗口的次数,写出Y的分布律。并求P(Y≥1)。
解:该顾客“一次等待服务未成而离去”的概率为
因此
24.[二十二] 设K在(0,5)上服从均匀分布,求方程有实根的概率
∵ K的分布密度为:
要方程有根,就是要K满足(4K)2-4×4× (K+2)≥0。
解不等式,得K≥2时,方程有实根。
∴
25.[二十三] 设X~N(3.22)
(1)求P (2<X≤5),P (-4)<X≤10),P{|X|>2},P (X>3)
∵ 若X~N(μ,σ2),则P (α<X≤β)=φφ
∴ P (2<X≤5) =φφ=φ(1)-φ(-0.5)
=0.8413-0.3085=0.5328
P (-4<X≤10) =φφ=φ(3.5)-φ(-3.5)
=0.9998-0.0002=0.9996
P (|X|>2)=1-P (|X|<2)= 1-P (-2< P<2 )
=
=1-φ(-0.5) +φ(-2.5)
=1-0.3085+0.0062=0.6977
P (X>3)=1-P (X≤3)=1-φ=1-0.5=0.5
(2)决定C使得P (X > C )=P (X≤C)
∵ P (X > C )=1-P (X≤C )= P (X≤C)
得 P (X≤C )= =0.5
又 P (X≤C )=φ ∴ C =3
26.[二十四] 某地区18岁的女青年的血压(收缩区,以mm-Hg计)服从在该地区任选一18岁女青年,测量她的血压X。求
(1)P (X≤105),P (100<X ≤120). (2)确定最小的X使P (X>x) ≤ 0.05.
解:
27.[二十五] 由某机器生产的螺栓长度(cm)服从参数为μ=10.05,σ=0.06的正态分布。规定长度在范围10.05±0.12内为合格品,求一螺栓为不合格的概率是多少?
设螺栓长度为X
P{X不属于(10.05-0.12, 10.05+0.12)
=1-P (10.05-0.12<X<10.05+0.12)
=1-
=1-{φ(2)-φ(-2)}
=1-{0.9772-0.0228}
=0.0456
28.[二十六] 一工厂生产的电子管的寿命X(以小时计)服从参数为μ=160,σ(未知)的正态分布,若要求P (120<X≤200==0.80,允许σ最大为多少?
∵ P (120<X≤200)=
又对标准正态分布有φ(-x)=1-φ(x)
∴ 上式变为
解出
再查表,得
30.[二十七] 设随机变量X的分布律为:
X:-2, -1, 0, 1, 3
P:, , , ,
求Y=X 2的分布律
∵ Y=X 2:(-2)2 (-1)2 (0)2 (1)2 (3)2
P:
再把X 2的取值相同的合并,并按从小到大排列,就得函数Y的分布律为:
∴ Y: 0 1 4 9
P:
31.[二十八] 设随机变量X在(0,1)上服从均匀分布
(1)求Y=eX的分布密度
∵ X的分布密度为:
Y=g (X) =eX是单调增函数
又 X=h (Y)=lnY,反函数存在
且 α = min[g (0), g (1)]=min(1, e)=1
max[g (0), g (1)]=max(1, e)= e
∴ Y的分布密度为:
(2)求Y=-2lnX的概率密度。
∵ Y= g (X)=-2lnX 是单调减函数
又 反函数存在。
且 α = min[g (0), g (1)]=min(+∞, 0 )=0
β=max[g (0), g (1)]=max(+∞, 0 )= +∞
∴ Y的分布密度为:
32.[二十九] 设X~N(0,1)
(1)求Y=eX的概率密度
∵ X的概率密度是
Y= g (X)=eX 是单调增函数
又 X= h (Y ) = lnY 反函数存在
且 α = min[g (-∞), g (+∞)]=min(0, +∞)=0
β = max[g (-∞), g (+∞)]= max(0, +∞)= +∞
∴ Y的分布密度为:
(2)求Y=2X2+1的概率密度。
在这里,Y=2X2+1在(+∞,-∞)不是单调函数,没有一般的结论可用。
设Y的分布函数是FY(y),
则 FY ( y)=P (Y≤y)=P (2X2+1≤y)
=
当y<1时:FY ( y)=0
当y≥1时:
故Y的分布密度ψ( y)是:
当y≤1时:ψ( y)= [FY ( y)]' = (0)' =0
当y>1时,ψ( y)= [FY ( y)]' =
=
(3)求Y=| X |的概率密度。
∵ Y的分布函数为 FY ( y)=P (Y≤y )=P ( | X |≤y)
当y<0时,FY ( y)=0
当y≥0时,FY ( y)=P (| X |≤y )=P (-y≤X≤y)=
∴ Y的概率密度为:
当y≤0时:ψ( y)= [FY ( y)]' = (0)' =0
当y>0时:ψ( y)= [FY ( y)]' =
33.[三十] (1)设随机变量X的概率密度为f (x),求Y = X 3的概率密度。
∵ Y=g (X )= X 3 是X单调增函数,
又 X=h (Y ) =,反函数存在,
且 α = min[g (-∞), g (+∞)]=min(0, +∞)=-∞
β = max[g (-∞), g (+∞)]= max(0, +∞)= +∞
∴ Y的分布密度为:
ψ( y)= f [h ( h )]·| h' ( y)| =
(2)设随机变量X服从参数为1的指数分布,求Y=X 2的概率密度。
Y=x2是非单调函数
当 x<0时 y=x2 反函数是
当 x<0时 y=x2
∴ Y~ fY (y) = -
=
法二:
∴ Y~ fY (y) =
34.[三十一] 设X的概率密度为
求Y=sin X的概率密度。
∵ FY ( y)=P (Y≤y)
= P (sinX≤y)
当y<0时:FY ( y)=0
当0≤y≤1时:FY ( y) = P (sinX≤y) = P (0≤X≤arc sin y或π-arc sin y≤X≤π)
=
当1<y时:FY ( y)=1
∴ Y的概率密度ψ( y )为:
y≤0时,ψ( y )=[ FY ( y)]' = (0 )' = 0
0<y<1时,ψ( y )=[ FY ( y)]' =
=
1≤y时,ψ( y )=[ FY ( y)]' = = 0
36.[三十三] 某物体的温度T (oF )是一个随机变量,且有T~N(98.6,2),试求θ(℃)的概率密度。[已知]
法一:∵ T的概率密度为
又 是单调增函数。
反函数存在。
且 α = min[g (-∞), g (+∞)]=min(-∞, +∞)=-∞
β = max[g (-∞), g (+∞)]= max(-∞, +∞)= +∞
∴ θ的概率密度ψ(θ)为
法二:根据定理:若X~N(α1, σ1),则Y=aX+b~N (aα1+b, a2 σ2 )
由于T~N(98.6, 2)
故
故θ的概率密度为:
第三章 多维随机变量及其分布
1.[一] 在一箱子里装有12只开关,其中2只是次品,在其中随机地取两次,每次取一只。考虑两种试验:(1)放回抽样,(2)不放回抽样。我们定义随机变量X,Y如下:
试分别就(1)(2)两种情况,写出X和Y的联合分布律。
解:(1)放回抽样情况
由于每次取物是独立的。由独立性定义知。
P (X=i, Y=j)=P (X=i)P (Y=j)
P (X=0, Y=0 )=
P (X=0, Y=1 )=
P (X=1, Y=0 )=
P (X=1, Y=1 )=
或写成
X Y | 0 | 1 |
0 | ||
1 | ||
(2)不放回抽样的情况
P {X=0, Y=0 }=
P {X=0, Y=1 }=
P {X=1, Y=0 }=
P {X=1, Y=1 }=
或写成
X Y | 0 | 1 |
0 | ||
1 | ||
3.[二] 盒子里装有3只黑球,2只红球,2只白球,在其中任取4只球,以X表示取到黑球的只数,以Y表示取到白球的只数,求X,Y的联合分布律。
X Y | 0 | 1 | 2 | 3 |
0 | 0 | 0 | ||
1 | 0 | |||
2 | 0 | |||
解:(X,Y)的可能取值为(i, j),i=0,1,2,3, j=0,12,i + j≥2,联合分布律为
P {X=0, Y=2 }=
P {X=1, Y=1 }=
P {X=1, Y=2 }=
P {X=2, Y=0 }=
P {X=2, Y=1 }=
P {X=2, Y=2 }=
P {X=3, Y=0 }=
P {X=3, Y=1 }=
P {X=3, Y=2 }=0
5.[三] 设随机变量(X,Y)概率密度为
(1)确定常数k。 (2)求P {X<1, Y<3}
(3)求P (X<1.5} (4)求P (X+Y≤4}
分析:利用P {(X, Y)∈G}=再化为累次积分,其中
解:(1)∵,∴
(2)
(3)
6.(1)求第1题中的随机变量(X、Y )的边缘分布律。
(2)求第2题中的随机变量(X、Y )的边缘分布律。
X Y | 0 | x+y=4 1 1 |
0 | x o | |
1 | ||
边缘分布律为
X 0 1 Y 0 1
Pi· P·j
② 不放回抽样(第1题)
X Y | 0 | 1 |
0 | ||
1 | ||
边缘分布为
X 0 1 Y 0 1
Pi· P·j
(2)(X,Y )的联合分布律如下
X Y | 0 | 1 | 2 | 3 |
0 | 0 | 0 | ||
3 | 0 | 0 | ||
解: X的边缘分布律 Y的边缘分布律
X 0 1 2 3 Y 1 3
Pi· P·j
7.. 设二维随机变量(X,Y )的概率密度为
解:
8.[六] 设二维随机变量(X,Y)的概率密度为
10.[七] 设二维随机变量(X,Y)的概率密度为
(1)试确定常数c。(2)求边缘概率密度。
解: l=
15. 第1题中的随机变量X和Y是否相互独立。
解:放回抽样的情况
P {X=0, Y=0 } = P {X=0}·P {Y=0} =
P {X=0, Y=1 } = P {X=0}P {Y=1}=
P {X=1, Y=0 } = P {X=1}P {Y=0}=
P {X=1, Y=1 } = P {X=1}P {Y=1}=
在放回抽样的情况下,X和Y是独立的
不放回抽样的情况:
P {X=0, Y=0 } =
P {X=0}=
P {X=0}= P {X=0, Y=0 } + P {Y=0, X=1 }=
P {X=0}·P {Y=0} =
P {X=0, Y=0 }≠P {X=0}P {Y=0}
∴ X和Y不独立
16.[十四] 设X,Y是两个相互独立的随机变量,X在(0,1)上服从均匀分布。Y的概率密度为
(1)求X和Y的联合密度。(2)设含有a的二次方程为a2+2Xa+Y=0,试求有实根的概率。
解:(1)X的概率密度为
于是(X,Y)的联合密度为
(2)由于a有实跟根,从而判别式
即: 记
23. 设某种商品一周的需要量是一个随机变量,其概率密度为
并设各周的需要量是相互独立的,试求(1)两周(2)三周的需要量的概率密度。
解:(1)设第一周需要量为X,它是随机变量
设第二周需要量为Y,它是随机变量
且为同分布,其分布密度为
Z=X+Y表示两周需要的商品量,由X和Y的独立性可知:
∵ z≥0
∴ 当z<0时,fz (z) = 0
当z>0时,由和的概率公式知
∴
(2)设z表示前两周需要量,其概率密度为
设ξ表示第三周需要量,其概率密度为:
z与ξ相互独立
η= z +ξ表示前三周需要量
则:∵η≥0, ∴当u<0, fη(u) = 0
当u>0时
所以η的概率密度为
30. 设某种型号的电子管的寿命(以小时计)近似地服从N(160,20)分布。随机地选取4只求其中没有一只寿命小于180小时的概率。
解:设X1,X2,X3,X4为4只电子管的寿命,它们相互独立,同分布,其概率密度为:
设N=min{X1,X2,X3,X 4}
P {N>180}=P {X1>180, X2>180, X3>180, X4>180}
=P {X>180}4={1-p[X<180]}4= (0.1587)4=0.00063
27.[二十八] 设随机变量(X,Y)的分布律为
X Y | 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
0 1 2 3 | 0 0.01 0.01 0.01 | 0.01 0.02 0.03 0.02 | 0.03 0.04 0.05 0.04 | 0.05 0.05 0.05 0.06 | 0.07 0.06 0.05 0.06 | 0.09 0.08 0.06 0.05 |
(1)求P {X=2|Y=2},P {Y=3| X=0}
(2)求V=max (X, Y )的分布律
(3)求U = min (X, Y )的分布律
解:(1)由条件概率公式
P {X=2|Y=2}=
=
=
同理 P {Y=3|X=0}=
(2)变量V=max{X, Y }
显然V是一随机变量,其取值为 V:0 1 2 3 4 5
P {V=0}=P {X=0 Y=0}=0
P {V=1}=P {X=1,Y=0}+ P {X=1,Y=1}+ P {X=0,Y=1}
=0.01+0.02+0.01=0.04
P {V=2}=P {X=2,Y=0}+ P {X=2,Y=1}+ P {X=2,Y=2}
+P {Y=2, X=0}+ P {Y=2, X=1}
=0.03+0.04+0.05+0.01+0.03=0.16
P {V=3}=P {X=3,Y=0}+ P {X=3,Y=1}+ P {X=3,Y=2}+ P {X=3,Y=3}
+P {Y=3, X=0}+ P {Y=3, X=1}+ P {Y=3, X=2}
=0.05+0.05+0.05+0.06+0.01+0.02+0.04=0.28
P {V=4}=P {X=4,Y=0}+ P {X=4,Y=1}+ P {X=4,Y=2}+ P {X=4,Y=3}
=0.07+0.06+0.05+0.06=0.24
P {V=5}=P {X=5,Y=0}+ …… + P {X=5,Y=3}
=0.09+0.08+0.06+0.05=0.28
(3)显然U的取值为0,1,2,3
P {U=0}=P {X=0,Y=0}+……+ P {X=0,Y=3}+ P {Y=0,X=1}
+ …… + P {Y=0,X=5}=0.28
同理 P {U=1}=0.30 P {U=2}=0.25 P {U=3}=0.17
或缩写成表格形式
(2) V 0 1 2 3 4 5
Pk 0 0.04 0.16 0.28 0.24 0.28
(3) U 0 1 2 3
Pk 0.28 0.30 0.25 0.17
(4)W=V+U显然W的取值为0,1,……8
P{W=0}=P{V=0 U=0}=0
P{W=1}=P{V=0, U=1}+P{V=1U=0}
∵ V=max{X,Y}=0又U=min{X,Y}=1不可能
上式中的P{V=0,U=1}=0,
又 P{V=1 U=0}=P{X=1 Y=0}+P{X=0 Y=1}=0.2
故 P{W=1}=P{V=0, U=1}+P{V=1,U=0}=0.2
P{W=2}=P{V+U=2}= P{V=2, U=0}+ P{V=1,U=1}
= P{X=2 Y=0}+ P{X=0 Y=2}+P{X=1 Y=1}
=0.03+0.01+0.02=0.06
P{W=3}=P{V+U=3}= P{V=3, U=0}+ P{V=2,U=1}
= P{X=3 Y=0}+ P{X=0,Y=3}+P{X=2,Y=1}
+ P{X=1,Y=2} =0.05+0.01+0.04+0.03=0.13
P{W=4}= P{V=4, U=0}+ P{V=3,U=1}+P{V=2,U=2}
=P{X=4 Y=0}+ P{X=3,Y=1}+P{X=1,Y=3}
+ P{X=2,Y=2} =0.19
P{W=5}= P{V+U=5}=P{V=5, U=0}+ P{V=5,U=1}
+P{V=3,U=2} =P{X=5 Y=0}+ P{X=5,Y=1}
+P{X=3,Y=2}+ P{X=2,Y=3} =0.24
P{W=6}= P{V+U=6}=P{V=5, U=1}+ P{V=4,U=2}
+P{V=3,U=3} =P{X=5,Y=1}+ P{X=4,Y=2}
+P{X=3,Y=3} =0.19
P{W=7}= P{V+U=7}=P{V=5, U=2}+ P{V=4,U=3}
=P{V=5,U=2} +P{X=4,Y=3}=0.6+0.6=0.12
P{W=8}= P{V+U=8}=P{V=5, U=3}+ P{X=5,Y=3}=0.05
或列表为
W 0 1 2 3 4 5 6 7 8
P 0 0.02 0.06 0.13 0.19 0.24 0.19 0.12 0.05
[二十一] 设随机变量(X,Y)的概率密度为
(1)试确定常数b;(2)求边缘概率密度fX (x),fY (y)
(3)求函数U=max (X, Y)的分布函数。
解:(1)
∴
(2)
(3)Fu (ω)=P {U ≤ u}=P {)=P {X ≤ u, Y ≤ u}
=F (u, u)=
u<0, FU (u) = 0
第四章
2.[二] 某产品的次品率为0.1,检验员每天检验4次。每次随机地抽取10件产品进行检验,如果发现其中的次品数多于1,就去调整设备,以X表示一天中调整设备的次数,试求E (X)。(设诸产品是否是次品是相互独立的。)
解:设表示一次抽检的10件产品的次品数为ξ
P=P(调整设备)=P (ξ>1)=1-P (ξ≤1)= 1-[P (ξ=0)+ P (ξ=1)]
1-0.7361=0.2639.
因此X表示一天调整设备的次数时X~B(4, 0.2639). P (X=0)=×0.26390×0.73614 =0.2936.
P (X=1)=×0.26391×0.73613=0.4210, P (X=2)=×0.26392×0.73612=0.2264.
P (X=3)=×0.26393×0.7361=0.0541, P (X=4)=×0.2639×0.73610=0.0049.从而
E (X)=np=4×0.2639=1.0556
3.[三] 有3只球,4只盒子,盒子的编号为1,2,3,4,将球逐个独立地,随机地放入4只盒子中去。设X为在其中至少有一只球的盒子的最小号码(例如X=3表示第1号,第2号盒子是空的,第3号盒子至少有一只球),求E (X)。
∵ 事件 {X=1}={一只球装入一号盒,两只球装入非一号盒}+{两只球装入一号盒,一只球装入非一号盒}+{三只球均装入一号盒}(右边三个事件两两互斥)
∴
∵事件“X=2”=“一只球装入二号盒,两只球装入三号或四号盒”+“两只球装二号盒,一只球装入三或四号盒”+“三只球装入二号盒”
∴
同理:
故
5.[五] 设在某一规定的时间间段里,其电气设备用于最大负荷的时间X(以分计)是一个连续型随机变量。其概率密度为
求E (X)
解:
6.[六] 设随机变量X的分布为
X -2 0 2
Pk 0.4 0.3 0.3
求 E (X), E (3X2+5)
解: E (X)= (-2)×0.4+0×0.3+2×0.3=-0.2
E (X2)= (-2)2×0.4+02×0.3+22×0.3=2.8
E (3X2+5) = 3E (X2)+ E (5)= 8.4+5=13.4
7.[七] 设随机变量X的概率密度为
求(1)Y=2X (2)Y=e-2x的数学期望。
解:(1)
(2)
8.[八] 设(X,Y)的分布律为
X Y | 1 | 2 | 3 |
-1 0 1 | 0.2 0.1 0.1 | 0.1 0 0.1 | 0 0.3 0.1 |
(1) 求E (X),E (Y )。
(2) 设Z=Y/X,求E (Z )。
(3) 设Z= (X-Y )2,求E (Z)。
解:(1)由X,Y的分布律易得边缘分布为
X Y | 1 | 2 | 3 | |
-1 | 0.2 | 0.1 | 0 | 0.3 |
0 | 0.1 | 0 | 0.3 | 0.4 |
1 | 0.1 | 0.1 | 0.1 | 0.3 |
0.4 | 0.2 | 0.4 | 1 | |
E(X)=1×0.4+2×0.2+3×0.4
=0.4+0.4+1.2=2.
E(Y)= (-1)×0.3+0×0.4
+1×0.3=0.
Z=Y/X | -1 | -1/2 | -1/3 | 0 | 1/3 | 1/2 | 1 |
pk | 0.2 | 0.1 | 0 | 0.4 | 0.1 | 0.1 | 0.1 |
(2)
E (Z )= (-1)×0.2+(-0.5)×0.1+(-1/3)×0+0×0.4+1/3×0.1+0.5×0.1+1×0.1
= (-1/4)+1/30+1/20+1/10=(-15/60)+11/60=-1/15.
Z (X-Y)2 | 0 (1-1)2 | 1 (1- 0)2或(2-1)2 | 4 (2- 0)2或(1- (-1))2或(3-1)2 | 9 (3- 0)2或(2-(-1))2 | 16 (3-(-1))2 |
pk | 0.1 | 0.2 | 0.3 | 0.4 | 0 |
(3)
E (Z )=0×0.1+1×0.2+4×0.3+9×0.4+16×0=0.2+1.2+3.6=5
10.[十] 一工厂生产的某种设备的寿命X(以年计)服从指数分布,概率密度为工厂规定出售的设备若在一年内损坏,可予以调换。若工厂出售一台设备可赢利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净赢
利的数学期望。
解:一台设备在一年内损坏的概率为
故设Y表示出售一台设备的净赢利
则
故
11.[十一] 某车间生产的圆盘直径在区间(a, b)服从均匀分布。试求圆盘面积的数学期望。
解:设X为圆盘的直径,则其概率密度为
用Y表示圆盘的面积,则
12.[十三] 设随机变量X1,X2的概率密度分别为
求(1)E (X1+X2),E (2X1-3);(2)又设X1,X2相互独立,求E (X1X2)
解:(1)
=
(2)
=
(3)
13.[十四] 将n只球(1~n号)随机地放进n只盒子(1~n号)中去,一只盒子装一只球。将一只球装入与球同号的盒子中,称为一个配对,记X为配对的个数,求E(X )
解:引进随机变量
i=1, 2, … n
则球盒对号的总配对数为
Xi的分布列为
Xi: | 1 | 0 |
P: | ||
i=1, 2 …… n
∴ i=1, 2 …… n
14.[十五] 共有n把看上去样子相同的钥匙,其中只有一把能打开门上的锁,用它们去试开门上的锁。设抽取钥匙是相互独立的,等可能性的。若每把钥匙经试开一次后除去,试用下面两种方法求试开次数X的数学期望。
(1)写出X的分布律,(2)不写出X的分布律。
解:(1)
X | 1 | 2 | 3 | ……n |
P | …… | |||
(2)设一把一把钥匙的试开,直到把钥匙用完。
设 i=1, 2 …… n
则试开到能开门所须试开次数为
Xi | i | 0 |
P | ||
∵ E (Xi)=
i=1, 2……n
∴
15. (1)设随机变量X的数学期望为E (X),方差为D (X)>0,引入新的随机变量(X*称为标准化的随机变量):
验证E (X* )=0,D (X* )=1
(2)已知随机变量X的概率密度。
求X*的概率密度。
解:(1)
D (X* )= E [X*-E (X )* ]]2= E (X*2 )=
=
(2)
16.[十六] 设X为随机变量,C是常数,证明D (X )<E {(X-C )2 },对于C≠E (X ),(由于D (X ) = E {[X-E (X )]2 },上式表明E {(X-C )2 }当C=E (X )时取到最小值。)
证明:∵ D (X )-E (X-C )2 = D (X2 )-[E (X )]2-[E (X2 )-2CE (X2 )+C2
=-{[E (X )]2-2CE (X2 )+C2}
=-[E (X )-C ] 2<0,
∴当E (X )≠C时D (X )< E (X-C )2
17. 设随机变量X服从指数分布,其概率密度为其中θ>0是常数,求E (X ),D (X )。
解:
又
D (X )= E (X 2 )-E 2 (X )=2θ2-θ2=θ2
21.设X1, X2 ,…, Xn是相互独立的随机变量且有,i=1,2,…, n.记,.(1)验证(2)验证.(3)验证E (S 2 )
证明:(1)
(利用数学期望的性质2°,3°)
(利用方差的性质2°,3°)
(2)首先证
于是
(3)
23.[二十五] 设随机变量X和Y的联合分布为:
X Y | -1 | 0 | 1 |
-1 | |||
0 | 0 | ||
1 | |||
验证:X和Y不相关,但X和Y不是相互独立的。
证:∵ P [X=1 Y=1]= P [X=1]= P [Y=1]=
P [X=1 Y=1]≠P [X=1] P [Y=1]
∴ X,Y不是独立的
又 E (X )=-1×+0×+1×=0
E (Y )=-1×+0×+1×=0
COV(X, Y )=E{[X-E (X )][Y-E (Y )]}= E (XY )-EX·EY
= (-1)(-1) +(-1)1×+1×(-1)×+1×1×=0
∴ X,Y是不相关的
27.已知三个随机变量X,Y,Z中,E (X )= E (Y )=1, E (Z )=-1,D (X )=D (Y )=D (Z )=1, ρXY=0 ρXZ=,ρYZ=-。设W=X+Y+Z 求E (W ),D (W )。
解:E (W )= E (X+Y+Z)= E (X )+ E (Y )+ E (Z )=1+1-1=1
D (W )= D (X+Y+Z)=E{[ (X+Y+Z)-E (X+Y+Z)]2}
= E{[ X-E (X )]+[ Y-E (Y )]+Z-E (Z )}2
= E{[ X-E (X )]2+[ Y-E (Y )]2+ [Z-E (Z )]2+2[ X-E (X )] [ Y-E (Y )]
+2[ Y-E (Y )] [Z-E (Z )]+2[Z-E (Z )] [ X-E (X )]}
= D (X )+D (Y )+D (Z )+2 COV(X, Y )+ 2 COV(Y, Z )+ 2 COV(Z, X )
= D (X )+D (Y )+D (Z )+2
+=1+1+1+2×
26.[二十八] 设随机变量(X1,X2)具有概率密度。
, 0≤x≤2, 0≤y≤2
求 E (X1),E (X2),COV(X1,X2),
解:
D (X1+X2)= D (X1)+ D (X2)+2COV(X1, X2)
=
28.[二十九]设X~N(μ,σ 2),Y~N(μ,σ 2),且X,Y相互独立。试求Z1= αX+βY和Z2= αX-βY的相关系数(其中是不为零的常数).
解:由于X,Y相互独立
Cov(Z1, Z2)=E(Z1,Z2)-E(Z1) E(Z2)=E (αX+βY ) (αX-βY )-(αEX+βEY ) (αEX-βEY )
=α2EX 2-βEY 2-α2 (EX ) 2+β(EY ) 2=α2DX-β 2DY=(α2-β 2) σ 2
DZ1=α2DX+β 2DY=(α2+β 2) σ 2, DZ2=α2DX+β 2DY=(α2+β 2) σ 2,
(利用数学期望的性质2°3°)
故
29.[二十三] 卡车装运水泥,设每袋水泥重量(以公斤计)服从N(50,2.52)问最多装多少袋水泥使总重量超过2000的概率不大于0.05.
解:已知X~N(50,2.52)不妨设最多可装A袋水泥才使总重量超过2000的概率不大于0.05.则由期望和方差的性质得Y=AX~N(50A,2.52A).故由题意得
P {Y≥2000}≤0.05
即 解得A≥39.
30.[三十二] 已知正常男性成人血液中,每一毫升白细胞数平均是7300,均方差是700,利用契比雪夫不等式估计每毫升含白细胞数在5200~9400之间的概率p.
解:由题意知μ=7300,σ=700,则由契比雪夫不等式
31.[三十三]对于两个随机变量V,W若E(V2 )E (W2 )存在,证明[E (VW)]2≤E (V2 )E (W 2 )这一不等式称为柯西施瓦兹(Cauchy-Schwarz)不等式.
证明:由和关于矩的结论,知当E (V2 ), E (W 2 )存在时E (VW),E(V ), E(W ), D (V ), D (W ),都存在.当E (V2 ), E (W 2 )至少有一个为零时,不妨设E (V2 )=0,
由D (V )= E (V2 )-[E (V )]2≤E (V2 )=0知D (V )=0,此时[E (V )]2 = E (V2 )=0即E (V )=0。再由方差的性质知P (V=0)=1.又故有P (VW=0)=1.于是E(VW )=0,不等式成立. 当E (V2 )>0,E (W 2 )>0时,对
有E (W-tV )2 = E (V2 ) t2-2 E(VW )t+ E (W 2 )≥0.(*)
(*)式是t的二次三项式且恒非负,所以有∆=[-2 E(VW )] 2-4 E (V2 ) E (W 2 ) ≤0
故Cauchy-Schwarz不等式成立。
[二十一](1)设随机变量X1,X2,X3,X4相互独立,且有E (Xi )=i, D (Xi )=5-i, i=1,2,3,4。设Y=2 X1-X2+3X3-X4,求E (Y),D (Y)。
(2)设随机变量X,Y相互独立,且X~N(720,302),Y~N(640,252),求Z1=2X+Y,Z2=X-Y的分布,并求P {X>Y }, P {X+Y>1400 }
解:(1)利用数学期望的性质2°,3°有
E (Y )= 2E (X1 )-E (X2 )+3 E (X3 )-E (X4 )=7
利用数学方差的性质2°,3°有
D (Y )=22 D (X1 )+ (-1)2 D (X2 )+32 D (X3 )+()2 D (X4 )=37.25
(2)根据有限个相互独立的正态随机变量的线性组合仍然服从正态分布,知
Z1~N(· ,·),Z2~N(· ,·)
而E Z1=2EX+Y=2×720+640, D (Z1)= 4D (X )+ D (Y )= 4225
E Z2=EX-EY=720-640=80, D (Z2)= D (X )+ D (Y )= 1525
即 Z1~N(2080,4225), Z2~N(80,1525)
P {X>Y }= P {X-Y >0 }= P {Z2>0 }=1-P {Z2 ≤0 }
=
P {X+Y >1400 }=1-P {X+Y ≤1400 }
同理X+Y~N(1360,1525)
则P {X+Y >1400 }=1-P {X+Y ≤1400 }
=
[二十二] 5家商店联营,它们每周售出的某种农产品的数量(以kg计)分别为X1,X2,X3,X4,X5,已知X1~N(200,225),X2~N(240,240),X3~N(180,225),X4~N(260,265),X5~N(320,270),X1,X2,X3,X4,X5相互独立。
(1)求5家商店两周的总销售量的均值和方差;
(2)商店每隔两周进货一次,为了使新的供货到达前商店不会脱销的概率大于0.99,问商店的仓库应至少储存多少公斤该产品?
解:(1)令为总销售量。
已知E X1=200,E X2=240,E X3=180,E X4=260,E X5=320,
D (X1)=225,D (X2)=240,D (X3)=225,D (X4)=265,D (X5)=270,
利用数学期望的性质3°有
利用方差的性质3°有
(2)设商店仓库储存a公斤该产品,使得
P {Y ≤ a}>0.99
由相互独立的正态随机变量的线性组合仍然服从正态分布,并注意到(1),得
Y~ N(1200,1225)
查标准正态分布表知
∴ a至少取1282.
第五章 大数定理和中心极限定理
1.[一] 据以往经验某种电器元件的寿命服从均值为100小时的指数分布,现在随机的抽取16只,设它们的寿命是相互独立的,求这16只元件寿命总和大于1920小时的概率。
解:设第i只寿命为Xi,(1≤i≤16),故E (Xi )=100,D (Xi )=1002(l=1,2,…,16).依本章定理1知
从而
3.[三] 计算机在进行加法时,对每个加数取整(取为最接近它的整数),设所有的取整误差是相互独立的,且它们都在(-0.5,0.5)上服从均匀分布,
(1)若将1500个数相加,问误差总和的绝对值超过15的概率是多少?
(2)几个数相加在一起使得误差总和的绝对值小于10的概率不小于0.90
解:
(1)设取整误差为Xi(,1500),它们都在(-0.5, 0.5)上服从均匀分布。
于是:
8.某药厂断言,该厂生产的某种药品对于医治一种疑难的血液病的治愈率为0.8,医院检验员任意抽查100个服用此药品的病人,如果其中多于75人治愈,就接受这一断言,否则就拒绝这一断言。(1)若实际上此药品对这种疾病的治愈率是0.8,问接受这一断言的概率是多少?(2)若实际上此药品对这种疾病的治愈率是0.7,问接受这一断言的概率是多少?
解:设X为100人中治愈的人数,则X~B (n, p)其中n=100
(1)
(2)p=0.7由中心极限定理知
7.[七] 一复杂的系统,由100个互相独立起作用的部件所组成。在整个运行期间每个部件损坏的概率为0.10。为了整个系统起作用至少必需有85个部件工作。求整个系统工作的概率。
(2)一个复杂的系统,由n个互相独立起作用的部件所组成,每个部件的可靠性(即部件工作的概率)为0.90。且必须至少有80%部件工作才能使整个系统工作,问n至少为多少才能使系统的可靠性不低于0.95。
解:(1)设每个部件为Xi (i=1,2,……100)
设X是100个相互独立,服从(0-1)分布的随机变量Xi之和
X=X1+ X2+……+ X100
由题设知 n=100 P {Xi=1}=p=0.9, P {Xi=0}=0.1
E (Xi ) =p=0.9
D (Xi ) =p (1-p)=0.9×0.1=0.09
n·E (Xi ) =100×0.9=90, n D (Xi ) =100×0.09=9
=
= 由中心极限定理知
查标准正态分布表
=φ(1.67)
=0.9525
解:(2)设每个部件为Xi (i=1,2,……n)
P {Xi=1}=p=0.9, P {Xi=0}=1-p=0.1
E (Xi ) =p=0.9, D (Xi ) =0.9×0.1=0.09
由问题知 求n=?
而
=
=1-由中心极限定理知
=
查标准正态分布表得
解得n≥24.35
取n=25,即n至少为25才能使系统可靠性为0.95.
[八] 随机地取两组学生,每组80人,分别在两个实验室里测量某种化合物的PH值,各人测量的结果是随机变量,它们相互独立,且服从同一分布,其数学期望为5,方差为0.3,以分别表示第一组和第二组所得结果的算术平均:
(1)求P {4.9<} (2)}
解:由中心极限定理知
~N (0,1) ~N (0,1)
(1)
(2)由Xi , Yj的相互独立性知独立。从而U,V独立。
于是U-V~N (0, 2)
而
=2×0.8749-1=0.7498
[九] 某种电子器件的寿命(小时)具有数学期望μ(未知),方差σ2=400 为了估计μ,随机地取几只这种器件,在时刻t=0投入测试(设测试是相互独立的)直到失败,测得其寿命X1,…,Xn,以作为μ的估计,为使问n至少为多少?
解:由中心极限定理知,当n很大时
=
所以
查标准正态分布表知
即n至少取1537。
第六章 样本及抽样分布
1.[一] 在总体N(52,6.32)中随机抽一容量为36的样本,求样本均值落在50.8到53.8之间的概率。
解:
2.[二] 在总体N(12,4)中随机抽一容量为5的样本X1,X2,X3,X4,X5.
(1)求样本均值与总体平均值之差的绝对值大于1的概率。
(2)求概率P {max (X1,X2,X3,X4,X5)>15}.
(3)求概率P {min (X1,X2,X3,X4,X5)>10}.
解:(1)
=
(2)P {max (X1,X2,X3,X4,X5)>15}=1-P {max (X1,X2,X3,X4,X5)≤15}
=
(3)P {min (X1,X2,X3,X4,X5)<10}=1- P {min (X1,X2,X3,X4,X5)≥10}
=
4.[四] 设X1,X2…,X10为N(0,0.32)的一个样本,求
解:
7.设X1,X2,…,Xn是来自泊松分布π (λ )的一个样本,,S2分别为样本均值和样本方差,求E (), D (), E (S 2 ).
解:由X~π (λ )知E (X )= λ ,
∴E ()=E (X )= λ, D ()=
[六] 设总体X~b (1,p),X1,X2,…,Xn是来自X的样本。
(1)求的分布律;
(2)求的分布律;
(3)求E (), D (), E (S 2 ).
解:(1)(X1,…,Xn)的分布律为
=
(2)
(由第三章习题26[二十七]知)
(3)E ()=E (X )=P,
[八]设总体X~N(μ,σ2),X1,…,X10是来自X的样本。
(1)写出X1,…,X10的联合概率密度(2)写出的概率密度。
解:(1)(X1,…,X10)的联合概率密度为
(2)由第六章定理一知
~
即的概率密度为
第七章 参数估计
1.[一] 随机地取8只活塞环,测得它们的直径为(以mm计)
74.001 74.005 74.003 74.001 74.000 73.998 74.006 74.002
求总体均值μ及方差σ2的矩估计,并求样本方差S2。
解:μ,σ2的矩估计是
。
2.[二]设X1,X1,…,Xn为准总体的一个样本。求下列各总体的密度函数或分布律中的未知参数的矩估计量。
(1) 其中c>0为已知,θ>1,θ为未知参数。
(2) 其中θ>0,θ为未知参数。
(5)为未知参数。
解:(1),得
(2)
(5)E (X) = mp 令mp =, 解得
3.[三]求上题中各未知参数的极大似然估计值和估计量。
解:(1)似然函数
(解唯一故为极大似然估计量)
(2)
。(解唯一)故为极大似然估计量。
(5),
解得 ,(解唯一)故为极大似然估计量。
4.[四(2)] 设X1,X1,…,Xn是来自参数为λ的泊松分布总体的一个样本,试求λ的极大似然估计量及矩估计量。
解:(1)矩估计 X ~ π (λ ),E (X )= λ,故=为矩估计量。
(2)极大似然估计,
为极大似然估计量。
(其中
5.[六] 一地质学家研究密歇根湖湖地区的岩石成分,随机地自该地区取100个样品,每个样品有10块石子,记录了每个样品中属石灰石的石子数。假设这100次观察相互独立,并由过去经验知,它们都服从参数为n=10,P的二项分布。P是该地区一块石子是石灰石的概率。求p的极大似然估计值,该地质学家所得的数据如下
样品中属石灰石的石子数 | 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
观察到石灰石的样品个数 | 0 | 1 | 6 | 7 | 23 | 26 | 21 | 12 | 3 | 1 | 0 |
解:λ的极大似然估计值为==0.499
[四(1)] 设总体X具有分布律
X | 1 | 2 | 3 |
Pk | θ2 | 2θ(1-θ) | (1-θ) 2 |
其中θ(0<θ<1)为未知参数。已知取得了样本值x1=1,x2=2,x3=1,试求θ的矩估计值和最大似然估计值。
解:(1)求θ的矩估计值
则得到θ的矩估计值为
(2)求θ的最大似然估计值
似然函数
ln L(θ )=ln2+5lnθ+ln(1-θ)
求导
得到唯一解为
8.[九(1)] 设总体X ~N(μ,σ 2),X1,X1,…,Xn是来自X的一个样本。试确定常数c使的无偏估计。
解:由于
=
当。
[十] 设X1,X2, X3, X4是来自均值为θ的指数分布总体的样本,其中θ未知,设有估计量
(1)指出T1,T2, T3哪几个是θ的无偏估计量;
(2)在上述θ的无偏估计中指出哪一个较为有效。
解:(1)由于Xi服从均值为θ的指数分布,所以
E (Xi )= θ, D (Xi )= θ 2, i=1,2,3,4
由数学期望的性质2°,3°有
即T1,T2是θ的无偏估计量
(2)由方差的性质2°,3°并注意到X1,X2, X3, X4独立,知
D (T1)> D (T2)
所以T2较为有效。
14.[十四] 设某种清漆的9个样品,其干燥时间(以小时计)分别为6.0 5.7 5.8 6.5 7.0 6.3 5.6 6.1 5.0。设干燥时间总体服从正态分布N ~(μ,σ2),求μ的置信度为0.95的置信区间。(1)若由以往经验知σ=0.6(小时)(2)若σ为未知。
解:(1)μ的置信度为0.95的置信区间为(),
计算得
(2)μ的置信度为0.95的置信区间为(),计算得,查表t0.025(8)=2.3060.
16.[十六] 随机地取某种炮弹9发做试验,得炮弹口速度的样本标准差为s=11(m/s)。设炮口速度服从正态分布。求这种炮弹的炮口速度的标准差σ的置信度为0.95的置信区间。
解:σ的置信度为0.95的置信区间为
其中α=0.05, n=9
查表知
19.[十九] 研究两种固体燃料火箭推进器的燃烧率。设两者都服从正态分布,并且已知燃烧率的标准差均近似地为0.05cm/s,取样本容量为n1=n2=20.得燃烧率的样本均值分别为设两样本独立,求两燃烧率总体均值差μ1-μ2的置信度为0.99的置信区间。
解:μ1-μ2的置信度为0.99的置信区间为
其中α=0.01,z0.005=2.58, n1=n2=20,
20.[二十] 设两位化验员A,B独立地对某中聚合物含氯两用同样的方法各做10次测定,其测定值的样本方差依次为分别为A,B所测定的测定值总体的方差,设总体均为正态的。设两样本独立,求方差比的置信度为0.95的置信区间。
解:的置信度为0.95的置信区间
= (0.222, 3.601).
其中n1=n2=10,α=0.05,F0.025(9,9)=4.03,。
第八章 假设检验
1.[一]某批矿砂的5个样品中的镍含量,经测定为(%)3.25 3.27 3.24 3.26 3.24。设测定值总体服从正态分布,问在α = 0.01下能否接受假设:这批矿砂的含镍量的均值为3.25.
解:设测定值总体X~N(μ,σ 2),μ,σ 2均未知
步骤:(1)提出假设检验H:μ=3.25; H1:μ≠3.25
(2)选取检验统计量为
(3)H的拒绝域为| t |≥
(4)n=5, α = 0.01,由计算知
查表t0.005(4)=4.6041,
(5)故在α = 0.01下,接受假设H0
2.[二] 如果一个矩形的宽度ω与长度l的比,这样的矩形称为黄金矩形。这种尺寸的矩形使人们看上去有良好的感觉。现代建筑构件(如窗架)、
工艺品(如图片镜框)、甚至司机的执照、商业的信用卡等常常都是采用黄金矩型。下面列出某工艺品工厂随机取的20个矩形的宽度与长度的比值。设这一工厂生产的矩形的宽度与长短的比值总体服从正态分布,其均值为μ,试检验假设(取α = 0.05)
H0:μ = 0.618 H1:μ≠0.618
0.693 0.749 0.654 0.670 0.662 0.672 0.615 0.606 0.690 0.628 0.668
0.611 0.606 0.609 0.601 0.553 0.570 0.844 0.576 0.933.
解:步骤:(1)H0:μ = 0.618; H1:μ≠0.618
(2)选取检验统计量为
(3)H0的拒绝域为| t |≥
(4)n=20 α = 0.05,计算知
,
(5)故在α = 0.05下,接受H0,认为这批矩形的宽度和长度的比值为0.618
3.[三] 要求一种元件使用寿命不得低于1000小时,今从一批这种元件中随机抽取25件,测得其寿命的平均值为950小时,已知这种元件寿命服从标准差为σ =100小时的正态分布。试在显著水平α = 0.05下确定这批元件是否合格?设总体均值为μ。即需检验假设H0:μ≥1000,H1:μ<1000。
解:步骤:(1)μ≥1000;H1:μ<1000;(σ =100已知)
(2)H0的拒绝域为
(3)n=25,α = 0.05,,
计算知
(4)故在α = 0.05下,拒绝H0,即认为这批元件不合格。
12.[十一] 一个小学校长在报纸上看到这样的报导:“这一城市的初中学生平均每周看8小时电视”。她认为她所领导的学校,学生看电视的时间明显小于该数字。为此她向100个学生作了调查,得知平均每周看电视的时间小时,样本标准差为s=2小时。问是否可以认为这位校长的看法是对的?取α = 0.05。(注:这是大样本检验问题。由中心极限定理和斯鲁茨基定理知道不管总体服从什么分布,只要方差存在,当n充分
大时近似地服从正态分布。)
解:(1)提出假设H0:μ≤8;H1:μ>8
(2)当n充分大时,近似地服从N(0,1)分布
(3)H0的拒绝域近似为≥zα
(4)n=100,α = 0.05,,S=2,由计算知
(5)故在α = 0.05下,拒绝H0,即认为校长的看法是不对的。
14.[十三] 某种导线,要求其电阻的标准差不得超过0.005(欧姆)。今在生产的一批导线中取样品9根,测得s=0.007(欧姆),设总体为正态分布。问在水平α = 0.05能否认为这批导线的标准差显著地偏大?
解:(1)提出H0:σ ≤0.005;H1:σ >0.005
(2)H0的拒绝域为
(3)n=9,α = 0.05,S=0.007,由计算知
查表
(4)故在α = 0.05下,拒绝H0,认为这批导线的标准差显著地偏大。
15.[十四] 在题2中记总体的标准差为σ。试检验假设(取α = 0.05)
H0:σ 2 =0.112, H1:σ 2 ≠0.112。
解:步骤(1)H0:σ 2 =0.112; H1:σ 2 ≠0.112
(2)选取检验统计量为
(3)H0的拒绝域为
(4)n=20,α = 0.05,由计算知S 2=0.0925 2,
查表知
(5)故在α = 0.05,接受H0,认为总体的标准差σ为0.11.
16.[十五] 测定某种溶液中的水份,它的10个测定值给出s=0.037%,设测定值总体为正态分布,σ 2为总体方差。试在水平α = 0.05下检验假设H0:σ ≥0.04%;H1:σ <0.04%。
解:(1)H0:σ 2 ≥(0.04%)2;H1:σ 2 < (0.04%)2
(2)H0的拒绝域为
(3)n=10,α = 0.05,S=0.037%,查表知
由计算知
(4)故在α = 0.05下,接受H0,认为σ大于0.04%
17.[十六] 在第6[五]题中分别记两个总体的方差为。试检验假设(取α = 0.05)H0:以说在第6[五]题中我们假设是合理的。
解:(1)H0:
(2)选取检验统计量为
(3)H0的拒绝域为
(4)n1=8,n2=10,α = 0.05,查表知F0.025(7,9)= 4.20
F0.975(7,9)<F< F0.025(7,9)
(5)故在α = 0.05下,接受H0,认为
18.[十七] 在第8题[七]中分别记两个总体的方差为。试检验假设(取α = 0.05)H0:以说明在第8[七]题中我们假设是合理的。
解:(1)H0:
(2)选取检验统计量
(3)n1=n2=12,α = 0.05,查表知
F0.025(11,11)= 3.34,
由计算知
(4)故在α = 0.05下,接受H0,认为
24.[二十三] 检查了一本书的100页,记录各页中印刷错误的个数,其结果为
错误个数fi | 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | ≥7 |
含fi个错误的页数 | 36 | 40 | 19 | 2 | 0 | 2 | 1 | 0 |
问能否认为一页的印刷错误个数服从泊松分布(取α = 0.05)。
解:(1)H0:总体X~π(λ );H1:X不服从泊松布;(λ未知)
(2)当H0成立时,λ的最大似然估计为
(3)H0的拒绝域为
(4)n=100
对于j>3,
将其合并得
合并后,K=4,Y=1
查表知
由计算知
(5)故在α = 0.05下,接受H0,认为一页的印刷错误个数服从泊松分布。
本文来源:https://www.2haoxitong.net/k/doc/2b2a13ff0242a8956bece40b.html
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