1. 写出下列随机试验的样本空间:
(1)同时掷两颗骰子,记录两颗骰子的点数之和;
(2)在单位圆内任意一点,记录它的坐标;
(3)10件产品中有三件是次品,每次从其中取一件,取后不放回,直到三件次品都取出为止,记录抽取的次数;
(4)测量一汽车通过给定点的速度.
解 所求的样本空间如下
(1)S= {2,3,4,5,6,7,8,9,10,11,12}
(2)S= {(x, y)| x2+y2<1}
(3)S= {3,4,5,6,7,8,9,10}
(4)S= {v |v>0}
2. 设A、B、C为三个事件,用A、B、C的运算关系表示下列事件:
(1)A发生,B和C不发生;
(2)A与B都发生,而C不发生;
(3)A、B、C都发生;
(4)A、B、C都不发生;
(5)A、B、C不都发生;
(6)A、B、C至少有一个发生;
(7)A、B、C不多于一个发生;
(8)A、B、C至少有两个发生.
解 所求的事件表示如下
3.在某小学的学生中任选一名,若事件A表示被选学生是男生,事件B表示该生是三年级学生,事件C表示该学生是运动员,则
(1)事件AB 表示什么?
(2)在什么条件下ABC=C成立?
(3)在什么条件下关系式
(4)在什么条件下
解 所求的事件表示如下
(1)事件AB表示该生是三年级男生,但不是运动员.
(2)当全校运动员都是三年级男生时,ABC=C成立.
(3)当全校运动员都是三年级学生时,关系式
(4)当全校女生都在三年级,并且三年级学生都是女生时,
4.设P(A)=0.7,P(A-B)=0.3,试求
解 由于 A-B = A – AB, P(A)=0.7 所以
P(A-B) = P(A-AB) = P(A)-P(AB) = 0.3,
所以 P(AB)=0.4, 故
5. 对事件A、B和C,已知P(A) = P(B)=P(C)=
解 由于
则P(A+B+C) = P(A)+P(B)+P(C) –P(AB) –p(bc) –p(ac)+p(abc)
6. 设盒中有α只红球和b只白球,现从中随机地取出两只球,试求下列事件的概率:
A={两球颜色相同},
B={两球颜色不同}.
解 由题意,基本事件总数为
则
7. 若10件产品中有件正品,3件次品,
(1)不放回地每次从中任取一件,共取三次,求取到三件次品的概率;
(2)每次从中任取一件,有放回地取三次,求取到三次次品的概率.
解 (1)设A={取得三件次品} 则
(2)设B={取到三个次品}, 则
8. 某旅行社100名导游中有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,求:
(1)此人会讲英语和日语,但不会讲法语的概率;
(2)此人只会讲法语的概率.
解 设 A={此人会讲英语}, B={此人会讲日语}, C={此人会讲法语}
根据题意, 可得
(1)
(2)
9. 罐中有12颗围棋子,其中8颗白子4颗黑子,若从中任取3颗,求:
(1) 取到的都是白子的概率;
(2) 取到两颗白子,一颗黑子的概率;
(3) 取到三颗棋子中至少有一颗黑子的概率;
(4) 取到三颗棋子颜色相同的概率.
解
(1) 设A={取到的都是白子} 则
(2) 设B={取到两颗白子, 一颗黑子}
(3) 设C={取三颗子中至少的一颗黑子}
(4) 设D={取到三颗子颜色相同}
10. (1)500人中,至少有一个的生日是7月1日的概率是多少(1年按365日计算)?
(2)6个人中,恰好有个人的生日在同一个月的概率是多少?
解
(1) 设A = {至少有一个人生日在7月1日}, 则
(2)设所求的概率为P(B)
11. 将C,C,E,E,I,N,S 7个字母随意排成一行,试求恰好排成SCIENCE的概率p.
解 由于两个C,两个E共有
12. 从5副不同的手套中任取款4只,求这4只都不配对的概率.
解 要4只都不配对,我们先取出4双,再从每一双中任取一只,共有
13. 一实习生用一台机器接连独立地制造三只同种零件,第i只零件是不合格的概率为
解 设Ai = {第i个零件不合格},i=1,2,3, 则
所以
由于零件制造相互独立,有:
14. 假设目标出现在射程之内的概率为0.7,这时射击命中目标的概率为0.6,试求两次独立射击至少有一次命中目标的概率p.
解 设A={目标出现在射程内},B={射击击中目标},Bi ={第i次击中目标}, i=1,2.
则 P(A)=0.7, P(Bi|A)=0.6 另外 B=B1+B2,由全概率公式
另外, 由于两次射击是独立的, 故
P(B1B2|A)= P(B1|A) P(B2|A) = 0.36
由加法公式
P((B1+B2)|A)= P(B1|A)+ P(B2|A)-P(B1B2|A)=0.6+0.6-0.36=0.84
因此
P(B)= P(A)P((B1+B2)|A)=0.7×0.84 = 0.588
15. 设某种产品50件为一批,如果每批产品中没有次品的概率为0.35,有1,2,3,4件次品的概率分别为0.25, 0.2, 0.18, 0.02,今从某批产品中抽取10件,检查出一件次品,求该批产品中次品不超过两件的概率.
解 设Ai ={一批产品中有i件次品},i=0, 1, 2, 3, 4, B={任取10件检查出一件次品},
C={产品中次品不超两件}, 由题意
由于 A0, A1, A2, A3, A4构成了一个完备的事件组, 由全概率公式
由Bayes公式
故
16. 由以往记录的数据分析,某船只运输某种物品损坏2%,10%和90%的概率分别为0.8,0.15,0.05,现在从中随机地取三件,发现三件全是好的,试分析这批物品的损坏率是多少(这里设物品件数很多,取出一件后不影响下一件的概率).
解 设B={三件都是好的},A1={损坏2%}, A2={损坏10%}, A1={损坏90%},则A1, A2, A3是两两互斥, 且A1+ A2 +A3=Ω, P(A1)=0.8, P(A2)=0.15, P(A2)=0.05.
因此有 P(B| A1) = 0.983, P(B| A2) = 0.903, P(B| A3) = 0.13,
由全概率公式
由Bayes公式, 这批货物的损坏率为2%, 10%, 90%的概率分别为
由于P( A1|B) 远大于P( A3|B), P( A2|B), 因此可以认为这批货物的损坏率为0.2.
17. 验收成箱包装的玻璃器皿,每箱24只装,统计资料表明,每箱最多有两只残次品,且含0,1和2件残次品的箱各占80%,15%和5%,现在随意抽取一箱,随意检查其中4只;若未发现残次品,则通过验收,否则要逐一检验并更换残次品,试求:
(1)一次通过验收的概率α;
(2)通过验收的箱中确定无残次品的概率β.
解 设Hi={箱中实际有的次品数},
则 P(H0)=0.8, P(H1)=0.15, P(H2)=0.05, 那么有:
(1)由全概率公式
(2)由Bayes公式 得
18. 一建筑物内装有5台同类型的空调设备,调查表明,在任一时刻,每台设备被 使用的概率为0.1,问在同一时刻
(1)恰有两台设备被使用的概率是多少?
(2)至少有三台设备被使用的概率是多少?
解 设5台设备在同一时刻是否工作是相互独立的, 因此本题可以看作是5重伯努利试验. 由题意,有p=0.1, q=1-p=0.9, 故
(1)
(2)
1. 有10件产品,其中正品8件,次品两件,现从中任取两件,求取得次品数X的分律.
解 X的分布率如下表所示:
X | 0 | 1 | 2 |
p | 28/45 | 16/45 | 1/45 |
2. 进行某种试验,设试验成功的概率为
解 X的分布律为:
X取偶数的概率:
3. 从5个数1,2,3,4,5中任取三个为数
X=max (
Y=min (
解 基本事件总数为:
X | 3 | 4 | 5 |
p | 0.1 | 0.3 | 0.6 |
(1)X的分布律为:
P(X≤4)=P(3)+P(4)=0.4
(2)Y的分布律为
Y | 1 | 2 | 3 |
p | 0.6 | 0.3 | 0.1 |
P(X>3) =0
4. C应取何值,函数f(k) =
解 由题意,
解得:
5. 已知X的分布律
X -1 1 2
P
求:(1)X的分布函数;(2)
解 (1) X的分布函数为
(2)
(3)
6. 设某运动员投篮投中的概率为P=0.6,求一次投篮时投中次数X的分布函数,并作出其图形.
解 X的分布函数
7. 对同一目标作三次独立射击,设每次射击命中的概率为p,求:
(1)三次射击中恰好命中两次的概率;
(2)目标被击中两弹或两弹以上被击毁,目标被击毁的概率是多少?
解 设A={三次射击中恰好命中两次},B=目标被击毁,则
(1) P(A) =
(2) P(B) =
8. 一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6次呼唤的概率;
(2)每分钟的呼唤次数不超过10次的概率.
解
(1) P(X=6) =
P(X=6) =
(2) P(X≤10)
9. 设随机变量X服从泊松分布,且P(X=1)=P(X=2),求P(X=4)
解 由已知可得,
解得λ=2, (λ=0不合题意)
10. 商店订购1000瓶鲜橙汁,在运输途中瓶子被打碎的概率为0.003,求商店收到的玻璃瓶,(1)恰有两只;(2)小于两只;(3)多于两只;(4)至少有一只的概率.
解 设X={1000瓶鲜橙汁中由于运输而被打破的瓶子数},则X服从参数为n=1000, p=0.003的二项分布,即X~B(1000, 0.003), 由于n比较大,p比较小,np=3, 因此可以用泊松分布来近似, 即X~π(3). 因此
(1) P(X=2)
(2)
(3)
(4)
11. 设连续型随机变量X的分布函数为
求:(1)系数k;(2)P(0.25
解 (1) 由于当0≤x≤1时,有
F(x)=P(X≤x)=P(X<0)+P(0≤X≤x)=kx2
又F(1) =1, 所以k×12=1
因此k=1.
(2) P(0.25
(3) X的密度函数为
(4) 由(2)知,P(0.25
P{四次独立试验中有三次在(0.25, 0.75)内} =
12. 设连续型随机变量X的密度函数为
求:(1)系数k;(2)
解 (1)由题意,
(2)
(3) X的分布函数
13. 某城市每天用电量不超过100万千瓦时,以Z表示每天的耗电率(即用电量除以100万千瓦时),它具有分布密度为
若该城市每天的供电量仅有80万千瓦时,求供电量不够需要的概率是多少?如每天供电量为90万千瓦时又是怎样的?
解 如果供电量只有80万千瓦,供电量不够用的概率为:
P(Z>80/100)=P(Z>0.8)=
如果供电量只有80万千瓦,供电量不够用的概率为:
P(Z>90/100)=P(Z>0.9)=
14. 某仪器装有三只独立工作的同型号电子元件,其寿命(单位 小时)都服从同一指数分布,分布密度为
试求在仪器使用的最初200小时以内,至少有一只电子元件损坏的概率.
解 设X表示该型号电子元件的寿命,则X服从指数分布,设A={X≤200},则
P(A)=
设Y={三只电子元件在200小时内损坏的数量},则所求的概率为:
15. 设X为正态随机变量,且X~N(2,
解 由题意知
即
故
16. 设随机变量X服从正态分布N(10,4),求a,使P(|X-10|<a) = 0.9.
解 由于
所以
查表可得,
即 a = 3.3
17. 设某台机器生产的螺栓的长度X服从正态分布N(10.05,0.062),规定X在范围(10.05±0.12)厘米内为合格品,求螺栓不合格的概率.
解 由题意,设P为合格的概率,则
则不合格的概率=1-P = 0.0456
18. 设随机变量X服从正态分布N(60,9),求分点x1,x2,使X分别落在(-∞,x1)、(x1,x2)、(x2,+∞)的概率之比为3:4:5.
解 由题,
查表可得
解得, x1 = 57.99
查表可得
解得, x2 =60.63.
19. 已知测量误差X(米)服从正态分布N(7.5, 102),必须进行多少次测量才能使至少有一次误差的绝对值不超过10米的概率大于0.98?
解 设一次测量的误差不超过10米的概率为p, 则由题可知
设 Y为n次独立重复测量误差不超过10米出现的次数,则Y~B(n, 0.5586)
于是 P(Y≥1)=1-P(X=0)=1-(1-0.5586)n≥0.98
0.4414n≤0.02, n≥ln(0.02)/ln(0.4414)
解得:n≥4.784
取n=5, 即,需要进行5次测量.
20. 设随机变量X的分布列为
X -2 0 2 3
P
试求:(1)2X的分布列;(2)x2的分布列.
解 (1) 2X的分布列如下
2X | -4 | 0 | 4 | 6 |
p | 1/7 | 1/7 | 3/7 | 2/7 |
(2) x2的分布列
X2 | 0 | 4 | 9 |
p | 1/7 | 4/7 | 2/7 |
21. 设X服从N(0,1)分布,求Y=|X|的密度函数.
解 y=|x|的反函数为
当y>0时,
当y≤0时,
因此有
22. 若随机变量X的密度函数为
求Y=
解 y=
因此有
Y的分布函数为:
23. 设随机变量X的密度函数为
试求Y=lnX的密度函数.
解 由于
24. 设随机变量X服从N(μ,
解 由于
当
因此
25. 假设随机变量X服从参数为2的指数分布,证明:Y=
解 由于
并且
当y≤0或y≥1时,
因此Y在区间(0, 1)上服从均匀分布.
26. 把一枚硬币连掷三次,以X表示在三次中正面出现的次数,Y表示三次中出现正面的次数与出现反面的次数之差的绝对值,试求(X,Y)的联合概率分布.
解 根据题意可知, (X,Y)可能出现的情况有:3次正面,2次正面1次反面, 1次正面2次反面, 3次反面, 对应的X,Y的取值及概率分别为
P(X=3, Y=3)=
P(X=1, Y=1)=
于是,(X,Y)的联合分布表如下:
X Y | 0 | 1 | 2 | 3 |
1 | 0 | 3/8 | 3/8 | 0 |
3 | 1/8 | 0 | 0 | 1/8 |
27. 在10件产品中有2件一级品,7件二级品和1件次品,从10件产品中无放回抽取3件,用X表示其中一级品件数,Y表示其中二级品件数,求:
(1)X与Y的联合概率分布;
(2)X、Y的边缘概率分布;
(3)X与Y相互独立吗?
解 根据题意,X只能取0,1,2,Y可取的值有:0,1,2,3,由古典概型公式得:
(1)
Y X | 0 | 1 | 2 | 3 | |
0 | 0 | 0 | 21/120 | 35/120 | 56/120 |
1 | 0 | 14/120 | 42/120 | 0 | 56/120 |
2 | 1/120 | 7/120 | 0 | 0 | 8/120 |
1/120 | 21/120 | 63/120 | 35/120 | ||
(2) X,Y的边缘分布如上表
(3) 由于P(X=0,Y=0)=0, 而P(X=0)P(Y=0)≠0, P(X=0,Y=0)≠P(X=0)P(Y=0), 因此X,Y不相互独立.
28. 袋中有9张纸牌,其中两张“2”,三张“3”,四张“4”,任取一张,不放回,再任取一张,前后所取纸牌上的数分别为X和Y,求二维随机变量(X, Y)的联合分布律,以及概率P(X+Y>6)
解 (1) X,Y可取的值都为2,3,4, 则(X,Y)的联合概率分布为:
Y X | 2 | 3 | 4 | |
2 | 2/9 | |||
3 | 1/3 | |||
4 | 4/9 | |||
2/9 | 1/3 | 4/9 | ||
(2) P(X+Y>6) = P(X=3, Y=4) + P(X=4, Y=3) + P(X=4,Y=4)
=1/6+1/6+1/6=1/2.
29. 设二维连续型随机变量(X, Y)的联合分布函数为
求:(1)系数A、B及C; (2)(X, Y)的联合概率密度; (3)X,Y的边缘分布函数及边缘概率密度;(4)随机变量X与Y是否独立?
解 (1) 由(X, Y)的性质, F(x, -∞) =0, F(-∞,y) =0, F(-∞, -∞) =0, F(+∞, +∞)=1, 可以得到如下方程组:
解得:
(2)
(3) X与Y的边缘分布函数为:
X与Y的边缘概率密度为:
(4) 由(2),(3)可知:
30. 设二维随机变量(X, Y)的联合概率密度为
(1)求分布函数F(x, y);
(2)求(X,Y)落在由x=0,y=0,x+y=1所围成的三角形区域G内的概率.
解 (1) 当x>0, y>0时,
否则,F(x, y) = 0.
(2) 由题意,所求的概率为
31. 设随机变量(X,Y)的联合概率密度为
求:(1)常数A;(2)X,Y的边缘概率密度;(3).
解 (1) 由联合概率密度的性质,可得
解得 A=12.
(2) X, Y的边缘概率密度分别为:
(3)
32. 设随机变量(X,Y)的联合概率密度为
求 P(X+Y≥1).
解 由题意,所求的概率就是(X,Y)落入由直线x=0 ,x=1, y=0, y=2, x+y=1围的区域G中, 则
33. 设二维随机变量(X, Y)在图2.20所示的区域G上服从均匀分布,试求(X, Y)的联合概率密度及边缘概率密度.
(X, Y)的联合概率密度为:
X,Y的边缘概率密度为:
34. 设X和Y是两个相互独立的随机变量,X在(0, 0.2)上服从均匀分布,Y的概率密度是
求:(1)X和Y和联合概率密度; (2)P(Y≤X).
解 由于X在(0, 0.2)上服从均匀分布,所以
(1) 由于X,Y相互独立,因此X, Y的联合密度函数为:
(2) 由题意,所求的概率是由直线x=0, x=0.2, y=0, y=x所围的区域,
如右图所示, 因此
35. 设(X,Y)的联合概率密度为
求X与Y中至少有一个小于
解 所求的概率为
36. 设随机变量X与Y相互独立,且
X -1 1 3 Y -3 1
P
求二维随机变量(X,Y)的联合分布律.
解 由独立性,计算如下表
X Y | -1 | 1 | 3 | |
-3 | 1/8 | 1/20 | 3/40 | 1/4 |
1 | 3/8 | 3/20 | 9/40 | 3/4 |
1/2 | 1/5 | 6/20 | ||
37. 设二维随机变量(X,Y)的联合分布律为
X 1 2 3
Y
1
2 a b c
(1)求常数a,b,c应满足的条件;
(2)设随机变量X与Y相互独立,求常数a,b,c.
解 由联合分布律的性质,有:
又,X, Y相互独立,可得
从而可以得到:
38. 设二维随机变量(X,Y)的联合分布函数为
求边缘分布函数
解 由题意, 边缘分布函数
下面计算FY(y)
可以看出,F(x,y)= Fx(x) FY(y), 因此,X,Y相互独立.
39. 设二维随机变量(X,Y)的联合分布函数为
求边缘概率密度
解 先计算
当x≥1时,
再计算
当y≥1时,
可见,
40. 设二维随机变量(X,Y)的联合分布函数为
求边缘概率密度
解 先计算
当1≥x≥0时,
再计算
当1≥y≥0时,
由于
41. 设二维随机变量(X,Y)的联合分布函数为
求随机变量Z=X-2Y的分布密度.
当z<0时,积分区域为:D={(x,y)|x>0, y>0, x-2y≤z}
求得
由此, 随机变量Z的分布函数为
因此, 得Z的密度函数为:
42. 设随机变量X和Y独立,X~
解 解法一 由题意,
令
解法二
43. 设X服从参数为
解 由题设,X~
并且,X,Y相互独立,则
由于
当z>0时,有0>z>x, 因此
44. 设(X,Y)的联合分布律为
X 0 1 2 3
Y
0 0 0.05 0.08 0.12
1 0.01 0.09 0.12 0.15
2 0.02 0.11 0.13 0.12
求:(1)Z=X+Y的分布律;(2)U=max(X,Y)的分布律;(3)V=min(X,Y)的分布律.
解 (1) X+Y的可能取值为:0,1,2,3,4,5,且有
P(Z=0)=P(X=0,Y=0) = 0
P(Z=1)=P(X=1,Y=0) + P(X=0,Y=1) = 0.06
P(Z=2)=P(X=2,Y=0) + P(X=0,Y=2) + P(X=1,Y=1) = 0.19
P(Z=3)=P(X=3,Y=0) + P(X=1,Y=2) + P(X=2,Y=1) = 0.35
P(Z=4)=P(X=2,Y=2) + P(X=3,Y=1) = 0.28
P(Z=5)=P(X=3,Y=2) = 0.12
Z=X+Y的分布如下
Z | 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
p | 0 | 0.06 | 0.19 | 0.35 | 0.28 | 0.12 |
同理,U=max(X,Y)的分布如下 U∈{0,1,2,3}
U | 0 | 1 | 2 | 3 |
p | 0 | 0.15 | 0.46 | 0.39 |
V | 0 | 1 | 2 |
p | 0.28 | 0.47 | 0.25 |
同理,V=min(X,Y)的分布分别如下 V∈{0,1,2}
1. 随机变量X的分布列为
X -1 0
P
求E(X),E(-X+1),E(X2)
解
2. 一批零件中有9件合格品与三件废品,安装机器时从这批零件中任取一件,如果取出的废品不再放回,求在取得合格品以前已取出的废品数的数学期望.
解 设取得合格品之前已经取出的废品数为X, X的取值为0, 1, 2, 3, Ak表示取出废品数为k的事件, 则有:
3. 已知离散型随机变量X的可能取值为-1、0、1,E(X)=0.1,E(X2)=0.9,求P(X=-1),P(X=0),P(X=1).
解 根据题意得:
可以解得 P(X=-1)=0.4, P(X=1)=0.5,
P(X=0) = 1- P(X=-1)- P(X=1) = 1-0.4-0.5=0.1
4. 设随机变量X的密度函数为
求E(X).
解 由题意,
5. 设随机变量X的密度函数为
求E(2X),E(
解
6. 对球的直径作近似测量,其值均匀分布在区间[a,b]上,求球的体积的数学期望.
解 由题意,球的直接D~U(a,b), 球的体积V=
因此,
7. 设随机变量X,Y的密度函数分别为
求E(X+Y),E(2X-3Y2).
解
8. 设随机函数X和Y相互独立,其密度函数为
求E(XY).
解 由于XY相互独立, 因此有
9. 设随机函数X的密度为
求E(X), D(X).
解
10. 设随机函数X服从瑞利(Rayleigh)分布, 其密度函数为
其中σ>0是常数,求E(X),D(X).
解
11. 抛掷12颗骰子,求出现的点数之和的数学期望与方差.
解 掷1颗骰子,点数的期望和方差分别为:
E(X) = (1+2+3+4+5+6)/6= 7/2
E(X2)=(12+22+32+42+52+62)/6=91/6
因此 D(X) = E(X2)-(E(X)) 2 = 35/12
掷12颗骰子, 每一颗骰子都是相互独立的, 因此有:
E(X1+X2+…+X12)=12E(X) = 42
D(X1+X2+…+X12) =D(X1)+D(X2)+…+D(X12)=12D(X)=35
12. 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码的盒子中,称为一个配对,记X为配对的个数,求E(X), D(X).
解 (1)直接求X的分布律有些困难,我们引进新的随机变量Xk
因此:
(2)
故,E(X)=D(X)=1.
我们知道,泊松分布具有期望与方差相等的性质,可以认定,X服从参数为1的泊松分布.
13. 在长为l的线段上任意选取两点,求两点间距离的数学期望及方差.
解 设所取的两点为X,Y, 则X,Y为独立同分布的随机变量, 其密度函数为
依题意有
D(X-Y) = E((X-Y)2)-(E(X-Y))2 =
14. 设随机变量X服从均匀分布,其密度函数为
求E(2X2),D(2X2).
解
15. 设随机变量X的方差为2.5,试利用切比雪夫不等式估计概率
的值.
解 由切比雪夫不等式, 取
16. 在每次试验中,事件A发生的概率为0.5,如果作100次独立试验,设事件A发生的次数为X,试利用切比雪夫不等式估计X在40到60之间取值的概率
解 由题意,X~B(100,0.5), 则E(X) = np = 50, D(X) = npq = 25
根据切比雪夫不等式, 有
17. 设连续型随机变量X的一切可能值在区间[a,b]内,其密度函数为
(1)a≤E(X)≤b;
(2)
解 (1) 由题意,a≤X≤b, 那么
由于
所以
(2) 解法(一)
即
又
解法(二), 由于
18. 设二维随机变量(X,Y)的分布律为
X 0 1
Y
1 0.1 0.2
2 0.2 0.4
求E(X),E(Y),D(X),D(Y),cov(X, Y),
解 由题设,
E(XY) = 0×0×0.1+0×1×0.2+1×0×0.3+1×1×0.4 = 0.4
cov(X,Y) = E(XY)-E(X)E(Y) = 0.4-0.6×0.7 = -0.02
协方差矩阵为
19. 设二维随机变量(X,Y)的分布律为
X
-1 0 1
Y
-1
0
1
试验证X和Y是不相关的,但X和Y不是相互独立的.
解 由于
但由于
因此X,Y不是相互独立的.
20. 设二维随机变量(X,Y)的密度函数为
求E(X),E(Y),D(X),D(Y),cov(X, Y),
解
又
同理可得
协方差矩阵为
21. 已知随机变量(X, Y)服从正态分布,且E(X)=E(Y)=0,D(X)=16,D(Y)=25,cov(X,Y)=12,求(X, Y)的密度函数.
解 由题意,
则密度函数为
22. 设随机变量X和Y相互独立,且E(X)=E(Y)=0,D(X)=D(Y)=1,试求E((X+Y)2).
解
由于
因此有
23. 设随机变量X和Y的方差分别为25,36,相关系数为0.4,试求D(X+Y),D(X-Y).
解 由题意,
D(X+Y)=2(cov(X,Y))+D(X)+D(Y) = 24+25+36=85
因为 cov(X, -Y) = -cov(X,Y) = -12
因此
D(X-Y) = 2(cov(X,-Y))+D(X)+D(-Y) = -24 + 25 + 36 = 37.
24. 设随机变量X和Y相互独立,且都服从正态分布N(0, σ2),令U=aX+bY,V=aX-bY,试求U和V的相关系数.
解 由于X,Y相互独立,则都服从N(0, σ2)
1. 设Xi,i=1,2,…,50是相互独立的随机变量,且它们都服从参数为λ=0.02的泊松分布. 记X=X1+X2+…+X50,试利用中心限定理计算P(X≥2).
解 由题意,E(Xi) = D(Xi) = λ=0.02,
由中心极限定理:随机变量
所以有:
2. 某计算机系统有100个终端,每个终端有2%的时间在使用,若各个终端使用与否是相互独立的,试分别用二项分布、泊松分布、中心极限定理,计算至少一个终端被使用的概率.
解 设X为被使用的终端数, 由题意, X~B(100, 0.02)
(1) 用二项分布计算
(2) 用泊松分布近似计算
因为 λ=np = 100×0.02 = 2, 查表得
(3) 中心极限定近似计算
3. 一个部件包括10个部分,每部分的长度是一个随机变量,它们相互独立,服从同一分布,数学期望为2mm,均方差不0.05mm,规定部件总长度为20±0.1mm时为合格品,求该部件为合格产品的概率.
解 设Xi表示一部分的长度, i=1, 2, …, 10. 由于X1, X2, …, X10相互独立, 且E(Xi) =2, D(Xi)=0.052, 根据独立同分布中心极限定理,随机变量
4. 计算机在进行加法时,对每个加数取整(取为最接近于它的整数),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,试求误差总和的绝对值超过15的概率;
(2) 多少个数相加可使误差总和绝对值小于10的概率为0.05的概率.
解 设Xi表示一个加数的误差,则Xi~U(-0.5, 0.5), E(Xi) =0, D(Xi)=1/12
(1) 根据独立同分布中心极限定理,随机变量
近似地服从标准正态分布. 于是
因此所求的概率为:
1-P(-15
(2) 由题意,设有n个数相加可使误差总和绝对值小于10的概率为0.90,X = nXi. 由独立同分布的中心极限定理,随机变量
查表得
解得:n=443
即443个数相加可使误差总和绝对值小于10的概率为0.05的概率
5. 为了确定事件A的概率,进行了一系列试验. 在100次试验中,事件A发生了36次,如果取频率0.36作为事件A的概率p的近似值,求误差小于0.05的概率.
解 (删除)
6. 一个复杂系统由10000个相互独立的部件组成,在系统运行期间,每个部件损坏的概率为0.1,又知为使系统正常运行,至少有89%的部件工作.
(1) 求系统的可靠度(系统正常运行的概率);
(2) 上述系统由n个相互独立的部件组成,而且要求至少有87%的部件工作,才能使系统正常运行,问n至少为多在时,才能保证系统的可靠度达到97.72%?
解 设X表示正常工作的部件数,X~B(10000, 0.9),
(1) 所求的概率为
(2) 根据题意, 设X为正常工作的部件数,则
查表得
即, n至少为400时, 才能保证系统的可靠度达到97.72%.
7. 某单位有200台电话分机,每台分机有5%的时间要使用外线通话,假定每台分机是否使用外线是相互独立的,问该单位总机要安装多少条外线才能以90%以上的概率保证分机使用外线时不等待?
解 设X为某时刻需要使用外线的户数(分机数),显然X~(200, 0.05),
E(X) = np = 10, D(X) = np(n-p) = 9.5.
设k是为要设置的外线的条数,要保证每个要使用外线的用户能够使用上外线,必须有k≥X. 根据题意应有:
这里n=200,较大,可使用中心极限定理,近似地有X~N(10, 9.5):
经过查表,
即至少14条外线时,才能保证要使用外线的用户都能使用外线的概率大于95%.
8. 设μn为n重伯努利试验中成功的次数,p为每次成功的概率,当n充分大时,试用棣莫弗-拉普拉斯定律证明
式中,p+q=1;
证明 由题意,
因此,由棣莫弗-拉普拉斯定理,有
=
9. 现有一大批种子,其中良种占
解 设X为4000粒种子中良种粒数,则所求的概率为:
因为,X ~ B(4000, 0.25), 由棣莫弗-拉普拉斯定理,有
10. 一批种子中良种占
解 设X为6000粒种子中良种粒数,设所求的差异为p, 则所求的概率为:
因为,X ~ B(6000, 1/6), E(X) = np = 1000, D(X) = np(1-p)= 2500/3, 由棣莫弗-拉普拉斯定理,有
因此
查表可得
解得
由于
1. 在总体N(52,632)中随机抽取一容量为36的样本,求样本均值
解 由题意,由定理1 (1),
2. 在总体N(80,202)中随机抽取一容量为100的样本,求样本均值与总体均值的绝对值大于3的概率是多少?
解 这里总体均值为μ=80, σ=20, n=100, 由定理1(1)
由题意得:
3. 求总体N(20,3)的容量分别为10,15的两独立样本均值差的绝对值大于0.3的概率.
解 由定理2(1),
由题意,所求的概率为
4. 设总体X的容量为10的样本观测值为4.5,2.0,0,1.0,1.5,3.4,4.5,6.5,5.0,0,3.5,4.0. 试分别计算样本均值
解
5. 样本均值与样本方差的简化计算如下:设样本值x1,x2,…,xn的平均值为
证明
6. 对某种混凝土的抗压强度进行研究,得到它的样本值为
1936,1697,3030,2424,2020,2909,1815,2020,2310.
采用下面简化计算法计算样本均值和样本方差. 即先作变换
解 做变换后,得到的样本值为:-61,-303,1030,424,20,-91,-185,20,310
7. 某地抽样调查了1995年6月30个工人月工资的数据,试画出它们的直方图,然后利用组中间值给出经验分布函数.
440 444 556 430 380 420 500 430 420 384
420 404 424 340 424 412 388 472 360 476
376 396 428 444 366 436 364 440 330 426
解 最小值
序号 | 组(ti-1, ti), | 频数 | 频率 | 序号 | 组(ti-1, ti) | 频数 | 频率 |
1 | (329, 352] | 2 | 0.067 | 6 | (444, 467] | 0 | 0 |
2 | (352, 375] | 3 | 0.1 | 7 | (467, 490] | 2 | 0.067 |
3 | (375, 398] | 5 | 0.167 | 8 | (490, 513] | 1 | 0.033 |
4 | (398, 421] | 5 | 0.167 | 9 | (513, 536] | 0 | 0 |
5 | (421, 444] | 11 | 0.367 | 10 | (536, 559] | 1 | 0.033 |
合计: 30 1
由于第6组与第9组频数为0,可将其与下一组合并。合并数据为8组,结果如下表:
序号 | 组(ti-1, ti), | 频数 | 频率 | 序号 | 组(ti-1, ti) | 频数 | 频率 |
1 | (329, 352] | 2 | 0.067 | 6 | (444, 490] | 2 | 0.067 |
2 | (352, 375] | 3 | 0.1 | 7 | (490, 513] | 1 | 0.033 |
3 | (375, 398] | 5 | 0.167 | 8 | (513, 559] | 1 | 0.033 |
4 | (398, 421] | 5 | 0.167 | ||||
5 | (421, 444] | 11 | 0.367 | 合计 | 30 | 1 | |
根据表上数据作出直方图,如下图所示:
再用组中值的频率分布
组中间值 | 340.5 | 363.5 | 386.5 | 409.5 | 432.5 | 467 | 501.5 | 534 |
频率 | 0.067 | 0.1 | 0.167 | 0.167 | 0.367 | 0.067 | 0.033 | 0.033 |
可求出经验分布函数F30(x).
8. 设X1,X2,…,X10为N(0,0.32)的一个样本,求
解 由于Xk是来自N(0, 0.32)的样本,则
因此
查表可知,
故
9. 查
(1)
(2)
解 (1) P(χ2(8)<λ) = 1-P(χ2(8)>λ) = 0.99, 查表得
(2) 查表得λ=30.587.
10. 查t分布表求下列各式中λ的值:
(1)
(2)
解 (1)
查表得
(2)
11. 查F分布表求下列各式的值:
(1)
(2)
解 (1)
(2)
12. 已知X~t(n),求证X2~F(1, n).
证明 因为X~t(n), 由定义, 存在相互独立的随机变量T与Y,使得
13. 设X1,X2,…,Xn是来自
解 由于
或者
14. 设X1,X2,…,Xn为来自泊松分布
解 由于
15. 设X1,X2,X3,X4为来自总体N (0, 1)的样本,
解 由于X1,X2,X3,X4相互独立,均服从N (0, 1)正态分布,
因此
则,
即
因此,X服从
16. 设在总体
(1)
(2)D(S2).
解 (1) 因
查表, 得
所以
(2)
17. 设X1,X2,…,X16是来自总体X~
解 因
由于
查t分布表(n=15, α=0.05), 可得,-4k = 1.7531
解得
18. 设X1,X2,…,Xn是来自正态总体
的抽样分布.
解 因为
所以
因而
又
因为U, V相互独立, 所以
1. 使用一测量仪器对同一量进行12次独立测量,其结果为(单位:毫米)
232.50 232.48 232.15 232.53 232.45 232.30
232.48 232.05 232.45 232.60 232.47 232.30
试用矩法估计测量值的均值和方差(设仪器无系统误差).
解
2. 设样本值(1.3 0.6 1.7 2.2 0.3 1.1)来自具有密度f(x)=
解 我们以
样本的一阶原点矩
由矩法估计得
即
另
由矩法估计得
3. 随机地取用8只活塞环,测得它们的直径为(单位:毫米)
74.001, 74.005, 74.003, 74.001,
74.000, 73.998, 74.006, 74.002.
试求总体均值μ及方差σ2的矩估计值,并求样本方差S2.
解 我们以
4. 设样本X1,X2,…,Xn来自指数分布
求参数
解 总体X的一阶原点矩:
总体X的二阶中心矩:
由矩法, 应有
解这个方程, 得
5. 对容量为n的样本,求密度函数
中参数a的矩估计值.
解 总体X的一阶原点矩:,
由矩法,有
解得
6. 设X~B(1, p),X1,X2,…,Xn是来自X的一个样本,试求参数p的最大似然估计量.
解 设X1,X2,…,Xn是取自总体X的样本,由X~B(1,p), x1,x2,…,xn是相应于样本X1,X2,…,Xn的一个样本值,似然函数为:
令
解得p的最大似然估计值为
因此, 相应的最大似然估计量为
7. 设总体X服从几何分布,它的分布律为
X1,X2,…,Xn为X的一个样本,求参数p的矩估计量和最大似然估计量.
解 (1) 总体X的一阶原点矩:
样本的一阶原点矩:
由矩估计, 有
所以
(2) 设X1,X2,…,Xn是取总体X的样本, x1,x2,…,xn是相应于样本X1,X2,…,Xn的一个样本值,似然函数为:
令
解得p的最大似然估计值为
因此, 相应的最大似然估计量为
8. 设总体X在
解 由题,总体X的密度函数为:
似然函数为
根据最大似估计的思想,L越大,样本观察值越可能出现.
考虑L的取值,要使L取值最大,(b-a)应最小.
因为
时,似然函数取最大值
因此
9. 设总体X服从参数为θ的指数分布,概率密度为
其中,参数θ>0为未知,又设X1,X2,…,Xn是来自X样本,试证:nZ=n(min(X1,X2,…,Xn))是θ的无偏估计量.
解 因为
所以有
即nZ是θ的无偏估计量.
10. 设从均值为μ,方差为σ2>0的总体中分别抽取容量为n1,n2的两个独立样本,
解 由题意,
所以,Y是
因为
由于a+b=1, 所以有
对
此时,D(Y)有极小值,代入(a+b=1)可得
即当
11. 设分别自总体
解 由题意,
则
所以,Z是
又
所以
同理
因此有
由于a+b=1, 由10题的结果,可得
当
12. 从一大批电子管中随机抽取100只,抽取的电子管的平均寿命为1000小时. 设电子管寿命服从正态分布,已知均方差σ=40小时. 以置信度0.95求出整批电子管平均寿命μ的置信区间.
解 由题意,
其中n=100,
查表可得
代入得:
即整批电子管平均寿命的置信区间为 (992.16, 1007.84)
13. 灯泡厂从某天生产的一批灯泡中随机抽取10只进行寿命试验,测得数据如下(单位:小时)
1050, 1100, 1080, 1120, 1200,
1040, 1130, 1300, 1200, 1250,
设灯泡寿命服从从正态分布,试求出该天生产的整批灯泡寿命的置信区间(α=0.05).
解 这是未知方差,求μ的置信区间. 由样本值可计算得
查表得
即该天生产的整批灯泡的寿命的置信区间为 (1084.72, 1029.28)
14. 从自动机床加工的同类零件中抽取10件,测得零件长度为(单位:毫米)
12.15, 12.12, 12.01, 12.28, 12.09,
12.03, 12.01, 12.11, 12.06, 12.14,
设零件长度服从正态分布. 求:(1)方差σ2的估计值;(2)方差σ2的置信区间(a=0.05).
解 (1)这里使用样本方差S2作为σ2的无偏估计量.
由于
(2)这是未知期望,求方差σ2的置信区间.
由于
查表可知,
代入可得
所以,方差σ2的置信区间为(0.00314,0.02215)
15. 冷抽铜丝的折断力服从正态分布,现从一批铜丝中任取10根,试验折断力,得数为(单位:牛顿)
584,578,572,570,568,572,570,572,596.
求折断力均方差σ的置信区间(α=0.02).
解 这是未知期望,求均方差σ的置信区间.计算可得
并且
查表可知,
所以,均方差σ的置信区间为(5.61,18.07)
,
16. 随机地从A批导线中抽取4根,又从B批导线中抽取5根,测量电阻数据为(单位:欧姆)
A批 0.143, 0.142, 0.143, 0.137
B批 0.140, 0.142, 0.136, 0.138, 0.140
设A批电阻服从
解 这是双正态总体均值的区间估计,其中
查表得
因此
所以,μ1-μ2的置信度为0.95的置信区间为:(-0.00213,0.00623).
17. 两台机床加工同一种零件,现分别抽取6个和9个零件,测量其长度,经计算得样本方差分别为
解 因 μ1,μ2未知, 故选择统计量
这里
因此
故所求的置信区间为(0.1424, 4.6392).
18. 为了研究磷肥的增产作用,选20块条件基本相同的土地,10块施磷肥,10块不施磷肥,所得产量(单位:斤)如下:
不施磷肥: 560,590,560,570,580,570,600,550,550,570
施磷肥: 650,600,570,620,580,630,600,570,580,600
设两种情况下亩产量都是正态分布,且方差相同,试求μ1-μ2的置信度为0.95的置信区间.
解 这是双正态总体均值的区间估计, 其中
查表得
所以,μ2-μ1的置信度为0.95的置信区间为:(9.23,50.77)
19. 机器A和机器B生产同一种规格内径的钢管,随机抽取A生产的18根钢管,测得样本方差
解 因
这里
因此
故所求的置信区间为(0.454, 2.79)
20. 某电器零件的平均电阻一直保持在2.64Ω,改变加工工艺后,测得100个零件的平均电阻为2.62Ω,如改变前后电阻的均方差保持在0.06Ω,问新工艺对此零件的电阻有无显著影响(α=0.01)?
解 依题意,检验假设H0:μ1=μ2,选择统计量
又由α=0.01, 查标准正态分布表得
即可以说新工艺对零件的电阻有显著影响.
21. 从某种试验物中取出24个样品,测量其发热量,计算得
解 依题意,检验假设H0: μ= 12100,由于总体方差未知,所以选择统计量
又由α=0.05, 查t分布表得
22. 某厂生产的铜丝折断力(牛顿)服从N(576,64). 某天抽取10根铜丝进行折断试验,测得结果为
578,572,570,568,572,570,572,596,586,584.
是否可以认为该天生产的铜丝折断力的方差也是64(α=0.05)?
解 依题意,这是期望已知时,检验σ2. 检验假设H0: σ2= 64,选择统计量
作为检验统计量,当H0为真时,
又由α=0.05, 查
因为
23. 已知某种电子元件的寿命服从N(μ,1502),其中μ未知,现在从一批产品中随机地抽取26个样品进行测试,测得它们的平均寿命为1637小时,试问:消费者能否认为这批产品的平均寿命μ至少达到1600小时(α=0.05)?
23.解 依题意,检验假设H0: μ≥ 1600,选择统计量
又由α=0.05, 查标准正态分布表得
24. 一台自动车床加工零件的长度服从正态分布
解 依题意,这是期望未知时,检验σ2. 检验假设H0:
又由α=0.05, 查
因为
25. 某种羊毛在处理前后各抽取一个样本,测得含指率如下:
处理前 0.19,0.18,0.21,0.30,0.66,0.42,0.08,0.12,0.30,0.27.
处理后 0.15,0.13,0.07,0.24,0.19,0.04,0.08,0.20.
问经过处理后含脂率(假定含脂率服从正态分布且方差相等)有无显著减少(α=0.05)?
解 依题意,这是两个正态总体均值的假设检验, 其中
设处理前后含脂率的均值分别为
选择统计量
计算得:
又由α=0.05, 查
因为
26. 两台机床加工同一零件,分别取6个和9个零件测量其长度. 计算得
解 依题意,这是两个正态总体方差的假设检验.
检验假设H0:
选择统计量
又由α=0.05, 查F分布表得
因为
27. 使用A(电学法)与B(混合法)两种方法来研究冰的潜热,样本都是-0.72℃的冰. 下列数据是每克冰从-0.72℃变为0℃水的过程中的热量变化(卡/克):
方法A 79.98,80.04,80.02,80.04,80.03,80.04,80.03,79.97,80.02, 80.00,
80.02,80.05.
方法B 80.02,79.94,79.97,79.98,79.97,80.03,79.95,79.97.
假定用每种方法测得的数据都具有正态分布,试问这两种方法的平均性能有无显著差异(α=0.05)?
解 依题意,需要先检验两个总体方差比.
(1) 设测量总体分别为X~
检验假设H0:
选择统计量
这里n1=13, n2=7计算得:
又由α=0.05, 查F分布表得
因为
(2) 在
检验假设H0:
选择统计量
又由α=0.05, 查
因为|t|=3.297>2.093, 所以拒绝假设H0, 说明这两种方法的平均性能有明显差异.
28. 使用两种不同的仪器,测量某一物体的长度,得数据如下:
第一种仪器 97,102,103,96,100,101,100.
第二种仪器 100,101,103,98,97,99,102,101,98,101.
能否认为第二种仪器比第一种仪器的精度高(α=0.05)?
解 依题意,这是两个正态总体方差的假设检验.
检验假设H0:
选择统计量
又由α=0.05, 查F分布表得
因为
29. 从两处煤矿的抽样中,分析其含灰率(%)如下:
甲矿24.13,20.8,23.7,21.3,17.4.
乙矿18.2, 16.9,20.2,16.7.
假定两矿含灰率都服从正态分布,问两矿含灰率有无显著差异(α=0.05)?
解 依题意,需要先检验两个总体方差比.
(1) 设测量总体分别为X~
检验假设H0:
选择统计量
又由α=0.05, 查F分布表得
因为
(2) 在
检验假设H0:
选择统计量
又由α=0.05, 查
因为|t|=2.245>2.364, 所以接受假设H0, 即两矿含灰量无有明显差异.
30. 对两批同类无线电的电阻X,Y进行测试,测得结果为(单位:欧姆)
X 0.140,0.138,0.143,0.141,0.144,0.137.
Y 0.135,0.140,0.142,0.136,0.138,0.140,0.141.
假定两批元件的电阻X,Y都服从正态分布,检验两批无线电元件的电阻的方差是否相等(α=0.05).
解 依题意,这是两个正态总体方差的假设检验.
检验假设H0:
选择统计量
又由α=0.05, 查F分布表得
因为
本文来源:https://www.2haoxitong.net/k/doc/64f6afa4fd4ffe4733687e21af45b307e971f909.html
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