概率论与数理统计 第二章 随机变量及其分布 第三节 随机变量的分布函数

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概率论与数理统计(第3版)(谢永钦)第2章 随机变量

概率论与数理统计(第3版)(谢永钦)第2章  随机变量

概率论与数理统计
解 :设甲、乙两厂的电子元件的寿命分别为X和Y,则X~ N(1100,502),
Y~ N(1150,802).
(1)依题意要比较概率
的大小,
两个概率如下:
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(2)依题意要比较概率 两个概率如下:
的大小,
比较两个概率的大小就知应选乙厂的产品。
04
第4节 随机变量函数的分布
如果x0为f (x)的连续点,有
f (x)在 x0处的函数值 f (x0)反映了概率在 x0 点处的“密集程度”, 而不表示X在 x0 处的概率。设想一条极细的无穷长的金属杆,总质量 为1,概率密度相当于各点的质量密度。
(2)若X为连续型随机变量,由定义知X的分布函数F(x)为连续函数
(注意:反之不然)。X 取一个点a的概率
称为随机变量X的分布函数。
概率论与数理统计
函数分布的性质
证明:
概率论与数理统计
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由概率的 连续性得:
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例题 口袋里装有3个白球2个红球,从中任取三个球,
求取出的三个球中的白球数的分布函数.
解: 设X表示取出的3个球中的白球数。X的可能取值为1,2,3。 而且由古典概率可算得
当固定,改变的值,y=f(x)的图形沿Ox轴平移而不改变形状,故 又称为
位置参数。若固定,改变的值,y=f(x)的图形的形状随的增大而变得平坦。
f (x)
f (x)
0.5
1
O
h h 1
x
O
越小,X 落在 附近的概率越大。
1 2

x
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pk p1 p2 … pk…

《概率论与数理统计》课件-第2章随机变量及其分布 (1)

《概率论与数理统计》课件-第2章随机变量及其分布 (1)
则称X服从参数为λ的泊松分布, 记为 X ~ P() .
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概率论与数理统计
第二五章 基随本机极变限量定及理其分布
泊松分布的应用
“稠密性”问题(一段时间内,电话交换中心接到的呼叫次 数,公共汽车车站候车的乘客数,售票窗口买票的人数, 原子放射的粒子数,保险公司在一定时期内被索赔的次 数等)都服从泊松分布.
随机变量的分布函数
1.定义: 设X为一随机变量, x为任意实数, 称函数 F(x)=P{X≤x}为X的分布函数.
注: ① F(x)是一普通函数, 其定义域为 ,; ② F x的值为事件X x的概率; ③ F x可以完全地描述随机变量取值的规律性.
例如: Pa X b PX b PX a
连续型随机变量及概率密度函数
1.定义: 设X ~ F(x), 若存在一个非负可积的函数 f (x),
使 x R, 有
F ( x)
PX
x
x
f
(t)dt
,
则称X为连续型随机变量, f (x) 称为X的概率密度函数或
分布密度函数.
2.几何意义:
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第二五章 基随本机极变限量定及理其分布
二、随机变量的概念
定义: 设试验E的样本空间为 , 若对于每个样本
点 , 均有一个实数 X ()与之对应, 这样就得
到一个定义在 上的单值函数 X X () , 称X为随
机变量.
X
样本空间
实数
注: ① 随机变量是一个定义在样本空间上的实函数, 它取值的随机性是由样本点的随机性引起的;
x 1
x0
0 x x
不是 (不满足规范性)

概率论与数理统计第二章 随机变量及其分布

概率论与数理统计第二章 随机变量及其分布

15
例4: 甲、乙两名棋手约定进行10盘比赛,以赢的盘数 较多者为胜. 假设每盘棋甲赢的概率都为0.6,乙赢的概 率为0.4,且各盘比赛相互独立,问甲、乙获胜的概率 各为多少? 解 每一盘棋可看作0-1试验. 设X为10盘棋赛中甲赢的 盘数,则 X ~ b(10, 0.6) . 按约定,甲只要赢6盘或6盘 以上即可获胜. 所以
定义:若随机变量X所有可能的取值为x1,x2,…,xi,…,且 X 取这些值的概率为 P(X=xi)= pi , i=1, 2, ... (*)
则称(*)式为离散型随机变量X 的分布律。 分布律的基本性质: (1) 表格形式表示: pi 0, i=1,2,... (2)

i
pi 1
X pk
x1 p1
这里n=500值较大,直接计算比较麻烦. 利用泊松定理作近似计算: n =500, np = 500/365=1.3699>0 ,用 =1.3699 的泊松分布作近似 计算:
(1.3669) 5 1.3669 P{ X 5} e 0.01 5!
23
例2: 某人进行射击,其命中率为0.02,独立射击400次,试求击 中的次数大于等于2的概率。 解 将每次射击看成是一次贝努里试验,X表示在400次射击中 击的次数,则X~B(400, 0.02)其分布律为
k 0,1
14
(2) 二项分布 设在一次伯努利试验中有两个可能的结果,且有 P(A)=p 。则在 n 重伯努利试验中事件 A发生的次数 X是一个 离散型随机变量,其分布为
P ( X k ) C nk p k q n k
k =0, 1, 2 ,, n
称X 服从参数为n,p的二项分布,记为 X~b(n, p) 对于n次重复一个0-1试验. 随机变量X表示: n次试验中, A发生的次数. 如: 掷一枚硬币100次, 正面出现的次数X服从二项分布. b(100, 1/2) 事件 X~

概率论与数理统计课件:随机变量及其分布

概率论与数理统计课件:随机变量及其分布

随机变量及其分布
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§2.2 离散型随机变量及其分布律
定义 设离散型随机变量 X 所有可能取的值为xk , k = 1, 2,
X 取各个可能值的概率,即事件{ X xk } 的概率,为
P{ X xk } pk , k 1, 2, .
称此为离散型随机变量 X 的分布律.
随机变量及其分布
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定义2.1 设随机试验E, 其样本空间S, 若对样本
空间每一个样本点e, 都有唯一一个实数X(e)与之对
应,那么就把这个定义域为S的单值实值函数X=X(e),
称为随机变量。
随机变量通常用大写字母X,Y,Z 或希腊字母 ξ,η等表示.
而表示随机变量所取的值时,一般采用小写字母x,y,z等.
量方面,如,投掷一枚均匀骰子,我们观察出现的点
数。
记X=“出现的点数”
则X的可能取1, 2, …, 6中任一个数,可见X是变量;
又X取那个值不能事先确定,故此X的取值又带有随机
性.
有了随机变量,有关事件的表示也方便了,如
{X=2}, {X≤2}, ……
随机变量及其分布
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这样的例子还有很多. 又如,研究手机的使用寿命
或写成
随机变量及其分布
5
P( X k )
6
k 1
1
, k 1, 2,
6
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常见离散型随机变量
(一)“0-1”分布
设随机变量 X 只可能取 0 和1 两个值,它的分布律

k
P X k p(
1 p)1k k 0,1
(0 p 1)

概率论与数理统计(茆诗松)第二章讲义(PDF)

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第二章 随机变量及其分布上一章研究内容: 事件(集合A )→ 概率(数).本章将用函数研究概率,函数是数与数的关系,即需要用数反映事件——随机变量.事件(数)→ 概率(数).§2.1 随机变量及其分布2.1.1.随机变量的概念随机试验的样本点有些是定量的:如掷骰子掷出的点数,电子元件使用寿命的小时数.有些是定性的:如掷硬币正面或反面,检查产品合格或不合格.对于定性的结果也可以规定其数量性质:如掷硬币,正面记为1,反面记为0;检查产品,合格记为1,不合格记为0.随机试验中,可将每一个样本点ω 都对应于一个实数X (ω),称为随机变量(Random Variable ),常用大写英文字母X , Y , Z 等表示随机变量,而随机变量的具体取值通常记为小写英文字母x , y , z .对于随机变量首先应掌握它的全部可能取值:如掷硬币,⎩⎨⎧=反面正面,0,1X ,X 的全部可能取值为0, 1;掷两枚骰子,X 表示掷出的点数之和,X 的全部可能取值为2, 3, 4, … , 12 ;观察某商店一小时内的进店人数X ,X 的全部可能取值为0, 1, 2, … ;电子元件使用寿命,用X 表示使用的小时数,X 的全部可能取值为 ),0[∞+; 一场足球比赛(90分钟),用X 表示首次进球时间(分钟),若为0:0,记X = 100,X 的全部可能取值为 (0, 90 )∪{100};注意:1. 每个样本点都必须对应于一个实数,2.不同样本点可以对应于同一个实数,3.随机变量的每一取值或取值范围都表示一个事件.应掌握将随机变量的取值或取值范围描述为事件,又能将事件用随机变量表达的方法. 例 掷一枚骰子,用X 表示出现的点数,则 X = 1表示出现1点;X > 4表示点数大于4,即出现5点或6点;X ≤ 0为不可能事件.又出现奇数点,即X = 1, 3, 5;点数不超过3,即X ≤ 3. 例 X 表示商店一天中某商品的销售件数(顾客的需求件数), 则 X = 0表示没有销售;X ≤ 10表示销售不超过10件.又销售5件以上(不含5件)即X > 5;若该商店准备了a 件该商品,事件“能满足顾客需要”,即X ≤ a . 例 X 表示一只电子元件的使用寿命(小时), 则 X = 1000表示该元件恰好使用了1000小时,X ≥ 800表示该元件使用寿命在800小时以上. 例 90分钟足球比赛,X 表示首次进球时间(分钟),且0:0时,记X = 100, 则 X = 10表示上半场第10分钟首次进球.又上半场不进球即X > 45;开场1分钟内进球即X ≤ 1.如果随机变量X 的全部可能取值是有限个或可列个,则称为离散型随机变量.(注:可列个即可以排成一列,一个一个往下数,如非负整数0, 1, 2, 3, … )离散型随机变量的全部可能取值是实数轴上一些离散的点,而连续型随机变量的全部可能取值是实数轴上一个区间或多个区间的并,如电子元件使用寿命X (小时),全部可能取值是),0[∞+.下面按离散型和连续型分别进行讨论.2.1.2. 离散随机变量的概率分布列对于随机变量还应该掌握它的每一取值或取值范围表示事件的概率.定义 如果随机变量X 的全部可能取值是有限个或可列个,则称为离散型随机变量.设离散型随机变量X 的全部可能取值为x 1, x 2, …, x k , …,则X 取值x k 的概率p k = p (x k ) = P {X = x k }, k = 1, 2, …… 称为离散型随机变量的概率分布函数(Probability Distribution Function ,PDF ),简称概率分布或概率函数.直观上,又写为L LLL)()()(2121k kx p x p x p Px x x X 或 ⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛L L L L)()()(~2121k k x p x p x p x x x X , 称为X 的概率分布列.如掷一枚骰子,X 表示出现的点数,X 的分布列为616161616161654321PX . 概率函数基本性质:(1)非负性 p (x k ) ≥ 0 , k = 1, 2, ……; (2)正则性1)(1=∑∞=k kxp .这是因为事件X = x 1 , X = x 2 , … , X = x k , … 是一个完备事件组, 故P {X = x 1} + P {X = x 2} + … + P {X = x k } + … = P (Ω) = 1,即p (x 1) + p (x 2) + … + p (x k ) + … = 1. 例 设盒中有2个红球3个白球,从中任取3球,以X 表示取得的红球数.求X 的分布列. 解:X 的全部可能取值0, 1, 2 ,样本点总数为1035=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=n ,X = 0表示“取到3个白球”,所含样本点个数为1330=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=k ,有1.0101)0(==p , X = 1表示“取到1个红球2个白球”,所含样本点个数为612231=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=k ,有6.0106)1(==p , X = 2表示“取到2个红球1个白球”,所含样本点个数为322132=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=k ,有3.0103)2(==p . 故X 的分布列为3.06.01.0210P X.求离散型随机变量X 的概率分布步骤: (1)找出X 的全部可能取值,(2)将X 的每一取值表示为事件, (3)求出X 的每一取值的概率.例 现有10件产品,其中有3件不合格.若不放回抽取,每次取一件,直到取得合格品为止.用X 表示抽取次数,求X 的概率分布. 解:X 的全部可能取值1, 2, 3, 4 ,X = 1表示“第1次就取得合格品”,有107)1(=p , X = 2表示“第2次取得合格品且第1次是不合格品”,有30797103)2(=⋅=p , X = 3表示“第3次取得合格品且前两次是不合格品”,有12078792103)3(=⋅⋅=p , X = 4表示“第4次取得合格品且前三次是不合格品”,有1201778192103)4(=⋅⋅⋅=p , 故X 的分布列为120112073071074321PX . 例 上例若改为有放回地抽取,又如何? 解:X 的全部可能取值1 , 2 , … , n , … ,7.0107)1(==p ,21.0107103)2(=⋅=p ,7.03.0)3(2×=p ,…,7.03.0)(1×=−k k p ,…, 故X 的概率函数为L ,2,1,7.03.0)(1=×=−k k p k ;X 的分布列为LL L L 7.03.07.03.021.07.032112××−k PkX .例 若离散型随机变量的概率函数为kCk p =)(,k = 1, 2, 3, 4,且C 为常数. 求:(1)C 的值,(2)P {X = 3},(3)P {X < 3}.解:(1)由正则性知:1432)4()3()2()1(=+++=+++CC C C p p p p ,即11225=C ,故2512=C .(2)254)3(}3{===p X P , (3)25182562512)2()1(}3{=+=+=<p p X P . 2.1.3.随机变量的分布函数连续型随机变量在单个点取值概率为零,如电子元件使用寿命恰好为1000小时这个事件的概率就等于零,因此连续型随机变量不能考虑概率函数.为了用单独一个变量表示一个区间,特别地取区间 (−∞, x ].定义 随机变量X 与任意实数x ,称F (x ) = P {X ≤ x },−∞ < x < +∞为X 的累积分布函数(Cumulative Distribution Function ,CDF ),简称分布函数.P {a < X ≤ b } = P {X ≤ b } − P {X ≤ a } = F (b ) − F (a ),P {X > a } = 1 − P {X ≤ a } = 1 − F (a ),由概率的连续性知)0()(lim }{lim }{−==≤=<−−→→a F x F x X P a X P ax ax ,且P {X = a } = P {X ≤ a } − P {X < a } = F (a ) − F (a – 0),可见X 在任一区间上或任一点取值的概率都可用分布函数表示. 例 已知随机变量X 的分布列为3.05.02.0210PX ,求X 的分布函数.解:X 的全部可能取值为0, 1, 2,当x < 0时,F (x ) = P {X ≤ x } = P (∅) = 0, 当0 ≤ x < 1时,F (x ) = P {X ≤ x } = p (0) = 0.2,当1 ≤ x < 2时,F (x ) = P {X ≤ x } = p (0) + p (1) = 0.7, 当x ≥ 2时,F (x ) = P {X ≤ x } = P (Ω ) = 1,故⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧≥<≤<≤<=.2,1,21,7.0,10,2.0,0,0)(x x x x x F若离散型随机变量的全部可能取值为x 1, x 2, ……,概率函数p (x k ) = p k ,k = 1, 2, ……,则分布函数∑≤=≤=xx kk xp x X P x F )(}{)(.且离散型随机变量的分布函数F (x )是单调不减的阶梯形函数,X 的每一可能取值x k 是F (x )的跳跃点,跳跃高度是相应概率p (x k ).例 已知某离散型随机变量X 的分布函数为⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧≥<≤<≤<≤−−<=,5,1,52,6.0,20,4.0,01,3.01,0)(x x x x x x F 求X 的分布列. 解:X 的全部可能取值是F (x )的跳跃点,即 −1, 0, 2, 5,跳跃高度依次为:p (−1) = 0.3 − 0 = 0.3; p (0) = 0.4 − 0.3 = 0.1; p (2) = 0.6 − 0.4 = 0.2; p (5) = 1 − 0.6 = 0.4.故X 的分布列为4.02.01.03.05201PX −.分布函数的基本性质:(1)单调性,F (x ) 单调不减,即x 1 < x 2时,F (x 1) ≤ F (x 2); (2)正则性,F (−∞) = 0,F (+∞) = 1;(3)连续性,F (x ) 右连续,即)()(lim 00x F x F x x =+→. 证:(1)当x 1 < x 2时,{X ≤ x 1} ⊂ {X ≤ x 2},有F (x 1) ≤ F (x 2);(2)F (−∞) = P {X < −∞} = P (∅) = 0,F (+∞) = P {X < +∞} = P (Ω ) = 1;(3)任取单调下降且趋于x 0的数列{x n },有}{}{}{lim 01x X x X x X n n n n ≤=≤=≤∞=∞→I ,根据概率的连续性知}{}{}{lim 01x X P x X P x X P n n n n ≤=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛≤=≤∞=∞→I ,即)()(lim 00x F x F x x =+→. 但F (x )不一定左连续,任取单调增加且趋于x 0的数列{x n },有}{}{}{lim 01x X x X x X n n n n <=≤=≤∞=∞→U ,得}{}{}{lim 01x X P x X P x X P n n n n <=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛≤=≤∞=∞→U , 故}{)(}{)(lim 0000x X P x F x X P x F x x =−=<=−→.2.1.4. 连续随机变量的概率密度函数离散型随机变量的全部可能取值是有限或可列个点,连续型随机变量的全部可能取值是实数区间.但连续型随机变量在单独一个点取值的概率为0,其概率函数无实际意义,对于连续随机变量通常考虑其在某个区间上取值的概率,这就需要讨论分布函数.连续型随机变量的分布函数是连续函数. 注意:概率为0的事件不一定是不可能事件.定义 随机变量X 的分布函数F (x ),若存在函数p (x ),使 ∫∞−=xdu u p x F )()(,则称X 为连续型随机变量,p(x )为X 的概率密度函数(可以理解为:p (u )为概率密度,p (u )du 为X 在该小区间内取值的概率,∫∞−x 为从−∞ 到x 无限求和.几何意义:在平面上作出密度函数p (x )的图形,则阴影部分的面积即为F (x )的值.密度函数基本性质:(1)非负性 p (x ) ≥ 0;(2)正则性 1)(=∫∞+∞−dx x p .因)()(x F du u p x =∫∞−,有1)()(=+∞=∫∞+∞−F dx x p .连续型随机变量的性质:设连续型随机变量X 的概率密度函数为p (x ),分布函数为F (x ),则有 (1)∫=−=≤<21)()()(}{1221x x dx x p x F x F x X x P ;(2)当p (x ) 连续时,p (x ) = F ′(x ); 因∫∞−=x du u p x F )()(,当p (x ) 连续时,有)(])([)(x p du u p x F x=′=′∫∞−(3)X 在单独一个点取值的概率为0,其分布函数为连续函数;(4)P {x 1 < X ≤ x 2} = P {x 1 ≤ X ≤ x 2} = P {x 1 < X < x 2} = P {x 1 ≤ X < x 2},即连续型...随机变量在某区间内的概率与区间开闭无关,离散型则不成立;(5)只在有限个点上取值不相同的密度函数对应于同一个分布函数,一般,只在概率为0的数集上取值不相同的密度函数都对应于同一个分布函数.例 设F (x ) = A + B arctan x 为某连续型随机变量X 的分布函数. 求:(1)A , B ; (2)}31{≤≤−X P ; (3)密度函数p (x ). 解:(1)由正则性 F (−∞) = 0,F (+∞) = 1,得:02π)arctan (lim =−=+−∞→B A x B A x ,12π)arctan (lim =+=++∞→B A x B A x ,故21=A ,π1=B ;(2)x x F arctan π121)(+=,得1274ππ1213ππ121)1()3(}31{=⎥⎦⎤⎢⎣⎡⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⋅+−⎟⎠⎞⎜⎝⎛⋅+=−−=≤≤−F F X P . (3)密度函数)1π(1)()(2x x F x p +=′=.例 已知⎩⎨⎧<<−=,,0,10),()(32其它x x x C x p是某连续型随机变量X 的密度函数,求:(1)C , (2)}211{<<−X P , (3)分布函数F (x ).解:(1)由正则性:1)(=∫∞+∞−dx x p ,得1120)4131()43()(10431032==−−=−=−∫C C x x C dx x x C ,故C = 12;(2)165)641241(12)43(12)(12)(}211{2104321032211=−=−=−==<<−∫∫−x x dx x x dx x p X P ;(3)X 的全部可能取值为 [0, 1],分段点0, 1,当x < 0时,0)()(==∫∞−xdu u p x F ,当0 ≤ x < 1时,4304303234)43(12)(12)()(x x u u du u u du u p x F xxx−=−=−==∫∫∞−,当x ≥ 1时, 1)(12)()(132=−==∫∫∞−du u u du u p x F x,故⎪⎩⎪⎨⎧≥<≤−<=.1,1,10,34,0,0)(43x x x x x x F例 已知⎩⎨⎧<<−=,,0,11|,|)(其它x x x p是某连续型随机变量X 的密度函数,求分布函数F (x ).解:分段点−1, 0, 1,当x < −1时,0)()(==∫∞−xdu u p x F ;当−1 ≤ x < 0时, 212122)()()(22121x x u du u du u p x F xxx−=+−=−=−==−−∞−∫∫; 当0 ≤ x < 1时,21221022)()()(220212001x x u u udu du u du u p x F xxx+=++=+−=+−==−−∞−∫∫∫;当x ≥ 1时, 1)()()(101=+−==∫∫∫−∞−udu du u du u p x F x.故⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧≥<≤+<≤−−<=.1,1,10,21,01,21,0,0)(22x x x x xx x F§2.2 随机变量的数学期望对于随机变量,还应当掌握反映其平均值、分散程度等的指标,这就需要引入数学期望和方差等概念. 2.2.1.数学期望的概念例 甲、乙两个射击选手,在射击训练中甲射了10次,其中3次10环,1次9环,4次8环,2次7环;乙射了15次,其中2次10环,9次9环,2次8环,2次7环.问谁的表现更好? 分析:比较他们射中的平均环数甲共射中3 × 10 + 1 × 9 + 4 × 8 + 2 × 7 = 85环,平均每次射中5.81085=环; 乙共射中2 × 10 + 9 × 9 + 2 × 8 + 2 × 7 = 131环,平均每次射中73.815131=&环. 故乙的表现更好.一般地,若在n 次试验中,出现了m 1次x 1,m 2次x 2,…,m k 次x k ,(其中m 1 + m 2 + … + m k = n ),则平均值为∑==+++ki i i k k n mx n x m x m x m 12211L ,即平均值等于取值与频率乘积之和.因n 很大时,频率稳定在概率附近,即平均值将稳定在取值与概率乘积之和附近. 2.2.2.数学期望的定义定义 设离散型随机变量X 的分布列是⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛L L L L )()()(~2121k kx p x p x p x x x X ,如果级数∑∞=1)(k k k x p x 绝对收敛,则称之为X 的数学期望(Expectation ),记为E (X ). 数学期望的实际意义是反映随机变量的平均取值,是其全部可能取值以相应概率为权数的加权平均.如X 的分布列为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−2.04.01.03.04102,则E (X) = (−2) × 0.3 + 0 × 0.1 + 1 × 0.4 + 4 × 0.2 = 0.6. 例 某人有4发子弹,现在他向某一目标射击,若命中目标就停止射击,否则直到子弹用完为止.设每发子弹命中率为0.4,以X 表示射击次数,求E (X ). 解:先求X 的分布列,X 的全部可能取值为1, 2, 3, 4,X = 1,第一枪就命中, p (1) = 0.4;X = 2,第一枪没有命中,第二枪命中,p (2) = 0.6 × 0.4 = 0.24; X = 3,前两枪没有命中,第三枪命中,p (3) = 0.6 2 × 0.4 = 0.144; X = 4,前三枪没有命中, p (4) = 0.6 3 = 0.216.则X 的分布列为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛216.0144.024.04.04321,故E (X ) = 1 × 0.4 + 2 × 0.24 + 3 × 0.144 + 4 × 0.216 = 2.176.例 若X 的概率函数为L ,2,1,21)2(==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−k kp k k,求E (X ). 解:因∑∑∞=∞=−=⋅−11)1(21)2(k kk k k k k 收敛但不是绝对收敛,故E (X ) 不存在.离散型随机变量的数学期望是取值乘概率求和:∑∞=1)(k k k x p x ,类似可定义连续型随机变量的数学期望是取值乘密度积分:∫+∞∞−dx x xp )(.定义 设连续型随机变量X 的密度函数为p (x ).如果广义积分∫+∞∞−dx x xp )(绝对收敛,则称之为X 的数学期望,记为E (X ).例 已知连续型随机变量X 的密度函数为⎩⎨⎧<<=.,0,10,2)(其它x x x p 求E (X ).解:32322)()(1310=⋅=⋅==∫∫∞+∞−x xdx x dx x xp X E . 例 已知X 的密度函数为⎩⎨⎧<<+=.,0,20,)(其它x bx a x p 且32)(=X E ,求a , b . 解:由正则性得122)2()()(2220=+=⋅+=+=∫∫∞+∞−b a x b ax dx bx a dx x p ,又32382)32()()()(20322=+=⋅+⋅=+==∫∫∞+∞−b a x b x a dx bx a x dx x xp X E ,故21,1−==b a . 例 已知X 的密度函数为+∞<<∞−+=x x x p ,)1π(1)(2,求E (X ).解:因+∞∞−+∞∞−+∞∞−+∞∞−+=⋅+=+=∫∫∫)1ln(π21)(21)1π(1)1π()(2222x x d x dx x x dx x xp 发散, 故E (X )不存在. 2.2.3.数学期望的性质设X 为随机变量,g (x ) 为函数,则称Y = g (X ) 为随机变量函数,Y 也是一个随机变量.下面不加证明地给出随机变量函数的数学期望计算公式.定理 设X 为随机变量,Y = g (X ) 为随机变量函数,则(1)若X 为离散型随机变量,概率函数为p(x k ), k = 1, 2, …,则∑∞===1)()()]([)(k k k x p x g X g E Y E ;(2)若X 为连续型随机变量,密度函数为p (x ),则∫+∞∞−==dx x p x g X g E Y E )()()]([)(.数学期望具有以下性质:(1)常数的期望等于其自身,即E (c ) = c ;(2)常数因子可移到期望符号外,即E (aX ) = a E (X );(3)随机变量和的期望等于期望的和,即E [g 1 (X ) + g 2 (X )] = E [g 1 (X )] + E [g 2 (X )]. 证明:(1)将常数c 看作是单点分布p (c ) = 1,故E (c ) = c p (c ) = c ;(2)以连续型为例加以证明,)()()()(X aE dx x xp a dx x axp aX E ===∫∫+∞∞−+∞∞−;(3)以连续型为例加以证明,∫∫∫+∞∞−+∞∞−+∞∞−+=+=+dx x p x g dx x p x g dx x p x g x g X g X g E )()()()()()]()([)]()([212121= E [g 1 (X )] + E [g 2 (X )].由性质(2)、(3)知随机变量线性组合的期望等于期望的线性组合,可见数学期望具有线性性质. 例 设X 的分布列为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−3.04.01.02.02101, 求E (2X +1),E (X 2).解:E (2X +1) = −1 × 0.2 + 1 × 0.1 + 3 × 0.4 + 5 × 0.3 = 2.6;E (X 2) = 1 × 0.2 + 0 × 0.1 + 1 × 0.4 + 4 × 0.3 = 1.8. 例 已知圆的半径X 是一个随机变量,密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<=.,0,31,21)(其他x x p 求圆面积Y 的数学期望. 解:圆面积Y = π X 2,故3π1332π21π)(π)(3133122=⋅=⋅==∫∫∞+∞−xdx x dx x p x Y E . 例 设国际市场对我国某种出口商品的需求量X (吨)的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<=.,0,40002000,20001)(其他x x p 设每售出一吨,可获利3万美元,但若销售不出,每积压一吨将亏损1万美元,问如何计划年出口量,能使国家获利的期望最大.解:设计划年出口量为a 吨,每年获利Y 万美元.当X ≥ a 时,销售a 吨,获利3a 万美元;当X < a 时,销售X 吨,积压a − X 吨,获利3X − (a − X ) = 4X − a 万美元;即⎩⎨⎧<≤−≤≤==.2000,4,4000,3)(a X a X X a a X g Y则4000200024000200020003)2(2000120001320001)4()()()(aa a a x a ax x dx a dx a x dx x p x g Y E +−=⋅+⋅−==∫∫∫+∞∞− 8250)3500(10001400071000122+−−=−+−=a a a , 故计划年出口量为3500吨时,使国家获利的期望最大.§2.3 随机变量的方差与标准差数学期望反映平均值,方差反映波动程度.如甲、乙两台包装机,要求包装重量为每袋500克,现各取5袋,重量为甲:498,499,500,501,502; 乙:490,495,500,505,510.二者平均值相同都是500克,但显然甲比乙好.此时比较的是它们的偏差(即取值与平均值之差).偏差:甲:−2,−1,0,1,2;乙:−10,−5,0,5,10. 2.3.1.方差的定义定义 随机变量X 与其数学期望E (X ) 之差X − E (X ) 称为偏差.偏差有大有小,可正可负,比较时需要去掉符号,但绝对值函数进行微积分处理不方便,因此考虑偏差平方的数学期望.定义 随机变量X ,若E [X − E (X )]2存在,则称之为X 的方差(Variance ),记为Var (X ) 或D (X ).即Var (X ) = E [X − E (X )]2.显然方差Var (X ) ≥ 0,称)Var(X 为X 的标准差(Standard Deviation ).在实际问题中,标准差与随机变量有相同的量纲.方差与标准差反映波动程度.方差越大,取值越分散;方差越小,取值越集中. 例 设X 的分布列为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛4.04.02.0321, 求E (X ), Var (X ).解:E (X ) = 1 × 0.2 + 2 × 0.4 + 3 × 0.4 = 2.2;Var (X ) = (−1.2)2 × 0.2 + (−0.2)2 × 0.4 + 0.82 × 0.4 = 0.56. 例 已知X 的密度函数为⎩⎨⎧<<=.,0,10,2)(其他x x x p求E (X ), Var (X ).解:32322)()(1310=⋅=⋅==∫∫∞+∞−x xdx x dx x xf X E ; 181949821949842)98382()()32()Var(1023410232=+−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+−=+−=−=∫∫∞+∞−x x x dx x x x dx x p x X .例 已知X 的全部可能取值为0, 1, 2,且E (X ) = 1.3,Var (X ) = 0.81.求X 的分布列.解:设X 的分布列为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛c b a 210,由正则性得:a + b + c = 1,且E (X ) = 0 × a + 1 × b + 2 × c = b + 2c = 1.3,Var (X ) = (−1.3)2 × a + (−0.3)2 × b + 0.72 × c = 1.69a + 0.09b + 0.49c = 0.81, 解得a = 0.3,b = 0.1,c = 0.6,故X 的分布列为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛6.01.03.0210.2.3.2. 方差的性质方差具有以下性质:(1)方差计算公式:Var (X ) = E (X 2) − [E (X )]2; (2)常数的方差等于零,即Var (c ) = 0;(3)设a , b 为常数,则Var (a X + b ) = a 2 Var (X ). 证:(1)Var (X ) = E [X − E (X )]2 = E [X 2 − 2X ⋅ E (X ) + E (X )2] = E (X 2 ) − 2E (X ) ⋅ E (X ) + [E (X )]2.= E (X 2) − [E (X )]2;(2)Var (c ) = E [c − E (c )]2 = E (c − c )2 = E (0) = 0;(3)Var (a X + b ) = E [(a X + b ) − E (a X + b )]2 = E [a X + b − a E (X ) − b ]2 = a 2 E [X − E (X )]2 = a 2 Var (X ). 由性质(1),显然有以下推论:推论 对于随机变量X ,如果E (X 2) 存在,则E (X 2) ≥ [E (X )]2.以后常利用方差计算公式Var (X ) = E (X 2) − [E (X )]2计算随机变量的方差.通常用公式计算比直接用定义计算方差要方便. 例 设X 的分布列为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛4.04.02.0321, 求Var (X ).解:前面已求得E (X ) = 2.2,因E (X 2) = 1 2 × 0.2 + 2 2 × 0.4 + 3 2 × 0.4 = 5.4, 故Var (X ) = E (X 2) − [E (X )]2 = 5.4 − 2.22 = 0.56. 例 已知X 的密度函数为⎩⎨⎧<<=.,0,10,2)(其他x x x p 求Var (X ).解:前面已求得32)(=X E , 因21422)(141022=⋅=⋅=∫x xdx x X E , 故1813221)]([)()Var(222=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−=X E X E X . 对于随机变量X ,若方差Var (X ) 存在,且Var (X ) > 0.令)Var()(*X X E X X −=,有0)]()([)Var(1)]([)Var(1)Var()(*)(=−=−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=X E X E X X E X E X X X E X E X E ; 1)Var()Var(1)](Var[)Var(1)Var()(Var *)Var(==−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=X X X E X X X X E X X .称X *为X 的标准化随机变量.2.3.3. 切比雪夫不等式方差反映随机变量的分散程度,切比雪夫不等式给出其定量标准.切比雪夫不等式表明大偏差概率的上限与方差成正比.定理 设X 为随机变量,且方差Var (X ) 存在,则对于任何正数ε ,都有2)Var(}|)({|εεX X E X P ≤≥−.证明:以连续型随机变量为例证明,设X 的密度函数为p (x ),有∫≥−=≥−εε|)(|)(}|)({|X E x dx x p X E X P ,且∫∞+∞−−=−=dx x p X E x X E X E X )()]([)]([1)Var(22222εεε,故222|)(|22)Var()()]([)()]([}|)({|εεεεεX dx x p X E x dx x p X E x X E X P X E x =−≤−≤≥−∫∫∞+∞−≥−,得证.注:切比雪夫不等式的等价形式2)Var(1}|)({|εεX X E X P −≥<−.如随机变量X 的数学期望为E (X ) = 10,方差Var (X ) = 1,则由切比雪夫不等式可得43211}2|10{|}128{2=−≥<−=<<X P X P . 例 设随机变量X 的全部可能取值为),0[∞+,且数学期望E (X ) 存在,试证:对任何正数a ,都有)(1}{X E aa X P ≤≥. 证明:以连续型随机变量为例证明,设X 的密度函数为p (x ),有∫+∞=≥a dx x p a X P )(}{,且∫∫+∞+∞∞−==0)()(1)(1dx x p a x dx x xp a X E a ,故)(1)()(}{0X E adx x p a x dx x p a x a X P a =≤≤≥∫∫+∞+∞,得证.定理 设随机变量X 的方差存在,则Var (X ) = 0的充分必要条件是存在常数b ,使得X 几乎处处收敛于b ,即P {X = b } = 1.证:充分性,设存在常数b ,使得P {X = b } = 1,有P {X ≠ b } = 0,即E (X ) = b P {X = b } = b ,故Var (X ) = E [X − E (X )]2 = E (X − b )2 = 0 × P {X = b } = 0; 必要性,设X 的方差Var (X ) = 0,因事件U +∞=+∞→⎭⎫⎩⎨⎧≥−=⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−=>−11|)(|lim 1|)(|}0|)({|n n n X E X n X E X X E X ,则01)Var(lim 1|)(|lim 1|)(|}0|)({|21=⎟⎠⎞⎜⎝⎛≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−=>−+∞→+∞→+∞=n X n X E X P n X E X P X E X P n n n U , 可得P {| X − E (X )| > 0} = 0,即P {| X − E (X )| = 0} = 1,取b = E (X ),有b 为常数, 故P {X = b } = 1.注:如果P {X = b } = 1,记为X = b , a.e.(或a.s.),称为X = b 几乎处处成立(或几乎必然成立).这里,a.e.就是almost everywhere 的缩写,a.s.就是almost surely 的缩写.意味着不成立的情况是一个测度(或概率)等于零的集合(或事件).§2.4 常用离散分布对于一个给定的函数,只要满足概率函数的两条基本性质:非负性、正则性,都可以成为某个离散随机变量的概率函数.但绝大多数在实际工作中并不常见,下面是几种常用的概率函数. 2.4.1.两点分布与二项分布一.两点分布两点分布只可能在两个点取值,通常就是0或1.定义 随机变量的可能取值只有两个:0或1,且概率函数为p (0) = 1 − p ,p (1) = p , 其中0 < p < 1,称X 服从两点分布(Two-point Distribution )或0-1分布,记为X ~ (0-1).分布列为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−p p110. 两点分布实际背景是一次伯努利试验.通常描述为:X 表示一次伯努利试验中事件A 发生的次数.非负性:p (0) = 1 − p > 0,p (1) = p > 0; 正则性:(1 − p ) + p = 1. 两点分布的数学期望为E (X ) = 0 × (1 − p ) + 1 × p = p .又因E (X 2 ) = 02 × (1 − p ) + 12 × p = p ,故方差为Var (X ) = E (X 2 ) − [E (X )]2 = p − p 2 = p (1 − p ).二.二项分布在n 重伯努利试验中,以X 表示事件A 的发生次数,则X 的全部可能取值为0, 1, 2, …, n ,且kn k p p k n k X P −−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==)1(}{. 定义 若离散型随机变量X 的概率函数为kn k p p k n k p −−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=)1()(, k = 0, 1, 2, …, n ;0 < p < 1, 则称X 服从二项分布(Binomial Distribution ),记为X ~ b (n , p ).二项分布的实际背景是n 重伯努利试验. 当n = 1时,二项分布就是两点分布.非负性:0)1()(>−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=−kn k p p k n k p ; 正则性:1)]1([)1()(11=−+=−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=∑∑=−=nnk k n k nk p p p p k n k p . 例 掷三枚硬币,X 表示正面朝上的次数,求X 的概率分布.解:X 的全部可能取值为0, 1, 2, 3 ,将掷每一枚硬币看作一次试验.每次试验两种结果:正面A ,反面A ;每次试验相互独立;每次试验概率5.0)(=A P . 即n 重伯努利试验,n = 3,5.0=p ,有X ~ b (3, 0.5),p (0) = 0.5 3 = 0.125,375.05.05.013)1(21=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=p , 375.05.05.023)2(12=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=p , p (3) = 0.5 3 = 0.125.例 现有5台机床,每台机床一小时内平均开动18分钟,且是否开动相互独立,以X 表示同一时刻开动的机床数,求X 的概率分布.解:X 的全部可能取值为0, 1, 2, 3, 4, 5 ,将每台机床是否开动看作一次试验.每次试验两种结果:开动A ,不开动A ;每次试验相互独立;每次试验概率P (A ) = 0.3. 即n 重伯努利试验,n = 5,p = 0.3,有X ~ b (5, 0.3).p (0) = 0.7 5 = 0.16807,36015.07.03.015)1(41=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=p , 3087.07.03.025)2(32=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=p , 1323.07.03.035)3(23=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=p , 02835.07.03.045)4(14=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=p , p (5) = 0.3 5 = 0.00243 .一般地,如果随机变量X 服从二项分布,概率函数值p (k ) 将随着k 的增加,先逐渐增加,达到最大值后,又逐渐减少.通常,一个随机变量X 的概率函数或密度函数的最大值点称为X 的最可能值.二项分布b (n , p )的最可能值为⎩⎨⎧+−++++=.)1(,1)1()1(,)1(],)1[(0是正整数时当或不是正整数时当p n p n p n p n p n k 这里[x ]表示不超过x 的最大整数.如[2.3] = 2,[3.14] = 3,[−1.2] = −2.证:若X ~ b (n , p ),有n k p p k n k n p p k n k p k n k kn k ≤≤−−=−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=−−0,)1()!(!!)1()(, 则11)1()!1()!1(!)1()!(!!)1()(+−−−−+−−−−−=−−k n k k n k p p k n k n p p k n k n k p k p ⎟⎠⎞⎜⎝⎛+−−−⋅−−−=−−11)1()!()!1(!1k n p k pp p k n k n k n k)1()1()1()!()!1(!1+−−+⋅−−−=−−k n k k p n p p k n k n k n k , 当k < (n + 1) p 时,有p (k ) > p (k − 1);当k > (n + 1) p 时,有p (k ) < p (k − 1).如果(n + 1) p 不是正整数,取k 0 = [(n + 1) p ],有k 0 < (n + 1) p ,即p (k 0) > p (k 0 − 1);且k 0 + 1 > (n + 1) p ,即p (k 0 + 1) < p (k 0). 故p (k 0) 为最大值.如果(n + 1) p 是正整数,取k 0 = (n + 1) p ,即p (k 0) = p (k 0 − 1), 故p (k 0) 和p (k 0 − 1) 都是最大值.如X ~ B (3, 0.5),有(n + 1) p = 4 × 0.5 = 2是正整数,最可能值k 0 = 2或1;X ~ B (5, 0.3),有(n + 1) p = 6 × 0.3 = 1.8不是正整数,最可能值k 0 = [1.8] = 1.三.二项分布的数学期望和方差组合数公式⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=−⋅−−⋅=−⋅=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛11)!()!1()!1()!(!!k n k n k n k n k n k n k n k n , (n ≥ k > 0). 二项分布b (n , p )的数学期望为∑∑∑=−−=−=−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−=−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅⋅=−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅=nk k n k n k kn k nk k n k p p k n np p p k n k n k p p k n k X E 1110)1(11)1(11)1()( = np [ p + (1 − p )]n − 1 = np .又因∑∑∑=−=−=−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅+−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅−=−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅=nk k n k n k k n k nk k n k p p k n k p p k n k k p p k n k X E 002022)1()1(11)()1()( )()1(22)1()1()(22X E p p k n k k n n k k nk k n k+−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−−−⋅−=∑=− np p p k n pn n nk kn k +−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−−=∑=−−222)1(22)1( = n (n − 1) p 2 [ p + (1 − p )]n − 2 + np = (n 2 − n ) p 2 + np ,故方差为Var (X ) = E (X 2 ) − [E (X )]2 = (n 2 − n ) p 2 + np − (np )2 = − np 2 + np = np (1 − p ).2.4.2.泊松分布一.泊松分布泊松分布是一种理论推导的极限分布(成立的条件和推导过程见附录). 定义 若随机变量X 的概率函数为λλ−=e !)(k k p k, k = 0, 1, 2, …… ;λ > 0,则称X 服从参数为 λ 的泊松分布(Poisson’s Distribution ),记为X ~ P (λ).泊松分布的实际背景是已知平均发生次数为常数λ ,实际发生次数的概率分布.如足球比赛进球数,商店进店人数,电话接听次数等.非负性:λ > 0时,0e !>−λλk k;正则性:1e e e !=⋅=⋅−∞=−∑λλλλk kk .例 已知一场足球比赛的进球数X 服从参数λ = 2.3的泊松分布,求比分为0:0, 1:0以及总进球数超过5个的概率.解:因X ~ P(2.5),则3.2e !3.2)(−=k k p k , k = 0, 1, 2, …….比分0:0,即X = 0,100.0e e !03.2)0(3.23.20===−−p (查表);比分1:0,即X = 1,231.0100.0331.0e 3.2e !13.2)1(3.23.21=−===−−p (查表);总进球数超过5个,即X > 5,030.0970.01e !3.21e!3.2}5{53.263.2=−=−==>∑∑=−∞=−k k k k k k X P (查表). 例 已知某公用电话每小时内打电话的人数X 服从参数为λ = 8的泊松分布.求某一小时内无人打电话的概率,恰有10人打电话的概率,至少有10人打电话的概率.解:因X ~ P(8),有8e !8}{−==k k X P k . 无人打电话的概率0003.0e e !08}0{880====−−X P ,恰有10人打电话的概率099.0717.0816.0e !108}10{810=−===−X P (查表),至少有10人打电话的概率283.0717.01}9{1e !8}10{108=−=≤−==≥∑∞=−X P k X P k k (查表). 例 已知某商店一天中某种贵重商品的销售件数X 服从泊松分布P (7),问该商店每天应该准备多少件该商品才能以99.9%以上的概率满足顾客需要?解:设准备了a 件该商品,X ~ P(7),则7e !7)(−=k k p k .事件“满足顾客需要”,即X ≤ a ,有P {X ≤ a } ≥ 0.999,故查表可得a = 16. 泊松分布P (λ )的最可能值为⎩⎨⎧−=.,1,],[0是正整数时当或不是正整数时当λλλλλk 证:若X ~ P(λ),有L ,2,1,0,e !)(==−k k k p kλλ,故k k k k k k k k p k p k k k k−⋅−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⋅−=−−=−−−−−−−−−λλλλλλλλλλe )!1(1e )!1(e)!1(e !)1()(111,当k < λ 时,有p (k ) > p (k − 1);当k > λ 时,有p (k ) < p (k − 1).如果λ 不是正整数,取k 0 = [λ ] ,有k 0 < λ ,即p (k 0) > p (k 0 − 1);且k 0 + 1 > λ ,即p (k 0 + 1) < p (k 0). 故p (k 0) 为最大值.如果λ 是正整数,取k 0 = λ ,即p (k 0) = p (k 0 − 1), 故p (k 0) 和p (k 0 − 1) 都是最大值. 二.泊松分布的数学期望和方差泊松分布P (λ )的数学期望为λλλλλλλλλλλ=⋅=−⋅=−=⋅=−∞=−−∞=−∞=−∑∑∑e e )!1(e e)!1(e!)(111k k k kk kk k k k X E ,即泊松分布的参数 λ 反映平均发生次数.又因)()!2(e e!e!)(e!)(222222X E k k k k k k k k X E k k k kk kk k+−⋅=⋅+⋅−=⋅=∑∑∑∑∞=−−∞=−∞=−∞=−λλλλλλλλλ= λ 2 e −λ ⋅ e λ + λ = λ 2 + λ ,故方差为Var (X ) = E (X 2 ) − [E (X )]2 = λ 2 + λ − (λ )2 = λ .三.二项分布的泊松近似二项分布与泊松分布的实际背景都是反映发生次数问题.下面的定理说明了二者之间的联系,泊松分布是二项分布的一种极限分布. 定理 (泊松定理)在n 重伯努利试验中,记事件A 在每次试验中发生的概率为与试验次数n 有关的数p n ,如果当n → +∞ 时,有n p n → λ ,则λλ−−+∞→=−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛e !)1(lim k p p k n k k n n k n n . 证:记λ n = n p n ,有λλ=+∞→n n lim ,因nk n n n kn n k n n n n n n p )(11)1(−−⋅−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−λλλλ,且e 1lim =⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+−+∞→nnn n n λλ,λλ−=−−+∞→n k n n n )(lim , 则λλλλ−−−⋅−+∞→−+∞→=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+=−e 1lim )1(lim )(n k n n n n k n n n n n n p ,又因⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=+−−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛n k n k n k k n n n k n k 1111!!)1()1(L L ,且11111lim =⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+∞→n k n n L , 故⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−+∞→−+∞→n k n p p k n p p k n k n nk n k n k n n k n n 1111)1(!lim )1(lim L λλ−+∞→−+∞→+∞→=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⋅−⋅=e !1111lim )1(lim !)(lim k n k n p k np k n k n n n k n n L . 此定理表明对于二项分布b (n , p ),当n 很大,p 很小时,可用泊松分布P (λ ) 近似,其中λ = n p .例 某地区每年人口意外死亡率为0.0001,现有60000人投保人身意外保险,求一年内因投保人意外死亡恰好赔付8人的概率以及赔付不超过5人的概率.解:设X 表示“一年内因投保人意外死亡而赔付的人数”,X ~ B (60000, 0.0001).则5999289999.00001.0860000}8{××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==X P ,∑=−××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=≤50600009999.00001.060000}5{k kk k X P , 但显然计算很繁琐,为便于计算,用泊松分布近似.因n = 60000很大,p = 0.0001很小,λ = np = 6,有)6(~P X &,故103.0744.0847.0e !86}8{68=−=≈=−X P ,446.0e !6}5{506=≈≤∑=−k k k X P .2.4.3. 超几何分布一.超几何分布在N 件产品中,有M 件次品,从中不放回地取n 件,以X 表示取得的次品数.设X 取值为k ,一方面,显然有k ≤ n 且k ≤ M ,即k ≤ min{n , M },另一方面,有k ≥ 0且n − k ≤ N − M ,可得k ≥ M + n − N ,即k ≥ max{0, M + n − N }.这样X 的全部可能取值为l , l + 1, …, L ,其中l = max{0, M + n − N },L = min{n , M },且⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==n N k n M N k M k X P }{.定义 若随机变量X 的概率函数为⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=n N k n M N k M k p )(,k = l , l + 1, …, L ,l = max(0, n + M − N ),L = min(M , n ),M < N ,n < N , 则称X 服从超几何分布(Hypergeometric Distribution ),记为X ~ h (n , N , M ).超几何分布的实际背景是古典概型中的不放回抽样检验问题. 注:有放回检验抽样问题对应的是二项分布.非负性:0>⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛n N k n M N k M ;正则性:10=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛∑∑==n N n N n N k n M N k M n N k n M N k M Ll k L k .注:比较(1 + x )M(1 + x )N − M与(1 + x )N中x n的系数可以证明⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛∑=n N k n M N k M Ll k .例 一袋中有3个红球,2个白球,不放回地取出3个球,X 表示取得的红球数.求X 的概率分布.解:不放回抽样,N = 3,M = 2,n = 3,则X ~ h (3, 5, 3).故X 的全部可能取值为1, 2, 3, (l = max (0, n + M − N ) = 1,L = min(n , M ) = 3),3.0352213}1{=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==X P ,6.0351223}2{=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==X P ,1.0350233}3{=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==X P . 超几何分布h (n , N , M )的最可能值为⎪⎩⎪⎨⎧+++−++++++++++++=.21)1(,121)1(21)1(,21)1(],21)1[(0是正整数时当或不是正整数时当N M n N M n N M n N M n N M n k证:若X ~ h (n , N , M),有)!()!()!()!(!!1)(k n M N k n M N k M k M n N n N k n M N k M k p +−−−−⋅−⋅⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=, 故p (k ) − p (k − 1))!1()!1()!1()!1()!(!)!()!()!(!)!(!−+−−+−+−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−+−−−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=k n M N k n k M k n N M N M k n M N k n k M k n N M N M)]()1)(1[()!()!1()!1(!)!(!k n M N k k n k M k n M N k n k M k n N M N M +−−−+−+−+−−+−+−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=)]2()1)(1[()!()!1()!1(!)!(!+−+++−−+−+−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=N k n M k n M N k n k M k n N M N M .当21)1(+++<N M n k 时,有p (k ) > p (k − 1);当21)1(+++>N M n k 时,有p (k ) < p (k − 1). 如果21)1(+++N M n 不是正整数,取21)1[(0+++=N M n k ,有21)1(0+++<N M n k ,即p (k 0) > p (k 0 − 1);且21)1(10+++>+N M n k ,即p (k 0 + 1) < p (k 0).故p (k 0) 为最大值.如果21)1(+++N M n 是正整数,取21)1(0+++=N M n k ,即p (k 0) = p (k 0 − 1),故p (k 0) 和p (k 0 − 1) 都是最大值. 二.超几何分布的数学期望和方差超几何分布h (n , N , M )的数学期望为N nM n N k n M N k M N nM n N n N k n M N k M k M k n N k n M N k M k X E Ll k L lk L l k =⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅=∑∑∑===11111111)(, 又因∑∑∑===⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅+⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅=L lk L l k Ll k n N k n M N k M k n N k n M N k M k k n N k n M N k M k X E )()(222 ∑=+⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−−−⋅−=Llk X E n N n n N N k n M N k M k k M M k k )(22)1()1(22)1()1()(2N nM N N M M n n N nM n N k n M N k M N N M M n n Ll k +−−−=+⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅−−−=∑=)1()1()1(2222)1()1()1(, 故方差为)1())(()1()1)(1()]([)()Var(222222−−−=−+−−−=−=N N n N M N nM N M n N nM N N M n nM X E X E X . 为了便于记忆,可将超几何分布与二项分布的数学期望和方差进行比较.二项分布b (n , p ):数学期望E (X ) = np ,方差Var (X ) = np (1 − p );超几何分布h (n , N , M ):数学期望N M nX E =)(,方差11)Var(−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=N n N N M N M n X ; 可见分布h (n , N , M )中的N M 相当于二项分布b (n , p )中的p ,方差修正因子为1−−N nN . 三.超几何分布的二项近似直观上,当抽样个数n 远小于M 及N − M 时,不放回抽样问题可近似看作有放回抽样问题,也就是此时超几何分布可用二项分布近似.定理 如果当N → +∞ 时,p NM→, (0 < p < 1),则k n k N p p k n n N k n M N k M −+∞→−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛)1(lim . 证:因⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=+−−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛N n N n N n n N N N n N n 1111!!)1()1(L L , 且⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛M k M k M k M k 1111!L ,⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−−−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−−M N k n M N k n M N k n M N kn 1111)!()(L , 故⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−−−⋅⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−+∞→+∞→N n N n N M N k n M N k n M N M k M k M n N k n M N k M n k n k N N 1111!1111)!()(1111!lim lim L L L ⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⋅⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⋅−⋅−=−+∞→N n N M N k n M N M k M N M N M k n k n nk n k N 111111111111)()!(!!lim L L L ⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⋅⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⋅⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⎟⎠⎞⎜⎝⎛⋅⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=+∞→−+∞→N n N M N k n M N M k M N M N M k n N kn k N 111111111111lim 1lim L L L。

概率论与数理统计-随机变量及其分布-随机变量与分布函数

概率论与数理统计-随机变量及其分布-随机变量与分布函数

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01 随机变量
如何描述随机变量的统计规律呢 ?
无论是离散型随机变量,还是连续型随机变量以及其他类型 的随机变量,都需要一种统一的描述工具.
对一个样本空间,当建立了随机变量后,我们感兴趣的随机 变量落在某区间或等于某特定值的概率. 为此给出分布函数的概 念.
8
本讲内容
01 随机变量 02 分布函数
02 分布函数 定义 设 X 为随机变量,x 是任意实数,称函数 为 X 的分布函数.
x
如果将 X 看作数轴上随机点的坐标,那么分布函数 F(x) 的
值就表示 X 落在区间
的概率.
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02 分布函数
用分布函数计算 X 落在( a ,b ] 里的概率:
因此,只要知道了随机变量X的分布函数, 它的统计特性 就可以得到全面的描述.
分布函数是一个普通的函数,正是通过它,我们可以用数 学分析的分布函数
分布函数的性质
(1) F ( x ) 单调不减,即
(3) F ( x ) 右连续,即 如果一个函数具有上述性质,则一定是某个随机变量X 的分 布函数. 也就是说,性质(1)--(3)是鉴别一个函数是否是某随机变 量的分布函数的充分必要条件.
01 随机变量
随机变量 ( random variable ) 定义 设 S 是试验E的样本空间, 若
按一定法则
ω.
X(ω)
R
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01 随机变量
随机变量通常用
X,Y,Z或 , ,等表示
随机事件可以通过随机变 量的关系式表达出来 例如 某人每天使用移动支付的次数——随机变量X {某天至少使用1次移动支付} {某天1次也没有使用}
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02 分布函数
例 解

《概率论》第2章§3随机变量的分布函数

《概率论》第2章§3随机变量的分布函数

面积成正比,且射击都能中靶,记 表示弹X 着
X
点与圆心的距离.求 的分布X函数.
显然当 x 时0 ,{X 故x} , 称这样的随机变量
F(x) P{X x} 0 为连续型随机变量
若 0 x 由2题, 意有 P{0 X为 常x}数 kx2 , k
Q P{0 X 2} k22 1 k 1/ 4
O
第二章
随机1 变量2及其分3布x
§3 随机变量的分布函数 3/5
r.v X的分布函数
F(x) P{X x } , x
F ( x)是单调不减函数
0 F(x) 1且
F () lim F(xx)10x,2 F() lim F(x) 1
F
(
x)
x Q {X
右连续函数即F ( x1 )
x1} {X P{X
x x2 } x1 }

x
时F
(
x
0)
lim
tx
F(t)P{XF
(x)x当2} x
F(x2) 时
{X x性} 质
是分布函数的本质{特X 征x} S
满r.v足的性分质布函PP{{数XX 必 xx满的}}关关足F于于(性x)质必xx 右左是连连某续续r.v的分布函数
第二章 随机变量及其分布
F(0x)当x0Px{X20,, xP时x}{X2P{存xXF0}在(0x}) P{0,令X
x}
x2 4
即 X的则若分x布由函2F, 题数(xF意)为(处有xf)F处(Ft()(x连x){)xPX续12{002/tPEX4,,,,,(N故,0xxS0x其xD})fx(t它0tx201S})d,,怎故2t第2,0,样二章理F随解(tO机1)这y变(t一量F1(x及)结0其2,t论分3布?2)x

概率论与数理统计第二章

概率论与数理统计第二章
k =0
k 1− k
n
服从参数为n和 的二项分布 的二项分布, 称 r.v X 服从参数为 和p的二项分布,记作 X~b(n,p) 显然,当 n=1 时 X ~ B(1, p) 此时有 P {X = k } = p (1 − p )
, k = 0,1
(0 <
p < 1)
即(0-1)分布是二项分布的一个特例. )
第二章 随机变量及其分布
Random Variable and Distribution 在前面的学习中,我们用字母A 在前面的学习中,我们用字母A、B、 C...表示事件 并视之为样本空间S 表示事件, C...表示事件,并视之为样本空间S的子 针对等可能概型 主要研究了用排 可能概型, 集;针对等可能概型,主要研究了用排 列组合手段计算事件的概率 手段计算事件的概率。 列组合手段计算事件的概率。 本章,将引入随机变量表示随机事件, 本章,将引入随机变量表示随机事件, 随机变量表示随机事件 以便采用高等数学的方法描述、 高等数学的方法描述 以便采用高等数学的方法描述、研究随 机现象。 机现象。
设 P { A} = p , 则 P { A} = 1 − p
抛硬币: 出现正面” 抛硬币:“出现正面”,“出现反面” 出现反面”
例如: 例如
抽验产品: 是正品” 抽验产品:“是正品”,“是次品” 是次品”
将伯努利试验E独立地重复地进行 次 将伯努利试验E独立地重复地进行n次 ,则称这 一串重复的独立试验为n重伯努利试验 重复的独立试验为 一串重复的独立试验为 重伯努利试验 . 次试验中P(A)= p 保持不变 保持不变. “重复”是指这 n 次试验中 重复” 独立” “独立”是指各 次试验的结果互不影响 .
依题意, 可取值 可取值0, 解: 依题意 X可取值 1, 2, 3,4.以p表示每组信号 以 表示每组信号 灯禁止汽车通过的概率 设 Ai={第i个信号灯禁止汽车通过 i=1,2,3,4 个信号灯禁止汽车通过}, 第 个信号灯禁止汽车通过
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F(x) = P(X
x)
二、分布函数的性质

二、分布函数的性质
二、分布函数的性质
随机变量及其分布
第三节 随机变量的分布函数
一、分布函数的定义
o
x
x
如果将 X 看作数轴上随机点的坐标,那么分 布函数 F(x) 的值就表示 X落在区间 概率。 内的
一、分布函数的定义
注: (1) 在分布函数的定义中, X是随机变量, x是参变量. (2) F(x) 是随机变量 X取值不大于 x 的概率. (3) 对任意实数 x1<x2,随机点落在区间( x1 , x2 ]内 的概率为: P{ x1<X x2} =P{ X x2 } - P{ X
P { 0 X x } kx , k 是常数 .
2
由 P { 0 X 2 } 1,
得 4 k 1, 即 k
1 4
.
因而 P { 0 X x }
x
2
.
4
二、分布函数的性质
于是 F ( x ) P { X x }
P { X 0 } P { 0 X x }
一、分布函数的定义

注意右连续
下面我们从图形上来看一下.
一、分布函数的定义
F ( x )的分布函数图
1
1 2
12 13
O
16
O
O
0
1
2
x
一、分布函数的定义
一、分布函数的定义
一般地,设离散型随机变量 X 的分布律是
P{ X=xk } = pk ,
则其分布函数
k =1,2,3,…
F(x) = P(X x) =

x1 }= F(x2)-F(x1)

o x1 X x 2
x
因此,只要知道了随机变量X的分布函数, 它 的统计特性就可以得到全面的描述.
一、分布函数的定义
【例16】 设随机变量 X 的分布律为
求 X 的分布函数 F (x) ,并求
P(X 1 2 ), P (1 X 3 2 ), P (1 X 3 2 ).
F (x)
0 t 2, 其它 .


x
f (t ) d t.
F ( x ) 恰是非负函数
f ( t ) 在区间 ( , x ] 上的积分 ,
.
此时称 X 为连续型随机变量
注:两类随机变量的分布函数图形的特点不一样.
二、分布函数的性质
练习题
二、分布函数的性质
二、分布函数的性质
X
解 当 当
F(x) = P(X x) x<0 时,{ X x } = , 故 F(x) =0 0 x < 1 时, F(x) = P{X x} = P(X=0) =

x 0
的定义

1 x < 2 时, F(x) = P{X=0}+ P{X=1}= +
=

x 2 时, F(x) = P{X=0} + P{X=1} + P{X=2}= 1
当 x 2时 ,
x
2
.
4
F ( x ) P { X x } 1.
故 X 的分布函数为
0, 2 x F (x) , 4 1, x 0, 0 x 2, x 2.
其图形为一连续曲线
二、分布函数的性质
若记 t , f (t ) 2 0,
二、分布函数的性质
【例17】 一个靶子是半径为2m的圆盘,设击中靶上任 一同心圆盘上的点的概率与该圆盘的面积成正比, 并设射击都能中靶,以X表示弹着点与圆心的距离. 试求随机变量 X 的分布函数. 解:当 x 0时 , P { X x } 是不可能事件
于是 F ( x ) P { X x } 0 ; 当 0 x 2时 , ,
即F(x) 是 X 取 的诸值 xk 的概率之和.
二、分布函数的性质
F x2 F x1 P x1 X x2 0


o x1 X x 2
x
二、分布函数的性质


如果一个函数具有上述性质,则一定是某个随 机变量X 的分布函数,即性质(1)--(3)是鉴别一个函数 是否是某随机变量分布函数的充分必要条件。
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