概率论与数理统计练习题4答案
概率论与数理统计》课后习题答案第四章

习题4.11.设10个零件中有3个不合格. 现任取一个使用,若取到不合格品,则丢弃重新抽取一个,试求取到合格品之前取出的不合格品数X 的数学期望.解 可得X 的概率分布为0123~77711030120120X ⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎣⎦于是X 的数学期望为7771()012310301201204531208E X =⨯+⨯+⨯+⨯==2..某人有n 把外形相似的钥匙,其中只有1把能打开房门,但他不知道是哪一把,只好逐把试开.求此人直至将门打开所需的试开次数X 的数学期望.解 可得X 的概率分布为12~111n X nn n ⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎣⎦于是X 的数学期望为111()121(1)122E X n n n nn n n n =⨯+⨯++⨯++==3.设5次重复独立试验中每次试验的成功率为0.9,若记失败次数为X ,求X 的数学期望。
解 由题意~(5,0.1)X B ,则X 的数学期望为 ()50.10.E X =⨯= 4.设某地每年因交通事故死亡的人数服从泊松分布.据统计,在一年中因交通事故死亡一人的概率是死亡两人的概率的21,求该地每年因交通事故死亡的平均人数。
解 设该地每年因交通事故死亡的人数为X ,由题意X 服从泊松分布() (0)P λλ>.因1{1}{2}2P X P X === 即121 41!22!ee λλλλλ--=⇒= 于是X 的数学期望为()4E X λ== 所以地每年因交通事故死亡的平均人数为4人。
5.设随机变量X 在区间(1,7)上服从均匀分布,求2{()}P X E X <. 解 因X 在区间(1,7)上服从均匀分布,故X 的数学期望为17()42E X +== 于是22{()}{4}1 {22}6P X E X P X P X <=<=<-<<=6.设连续型随机变量X 的概率密度为01() (,0)0 b ax x p x a b ⎧<<=>⎨⎩其它又知()0.75E X =,求,a b 的值解 由密度函数的性质可得()1p x dx +∞-∞=⎰即1111b aax dx b =⇒=+⎰又由()0.75E X =,可得1()0.75b xp x dx x ax dx +∞-∞=⋅=⎰⎰即0.752ab =+ 求解110.752ab a b ⎧=⎪⎪+⎨⎪=⎪+⎩可得 3,2a b ==.7.设随机变量X 的概率密度为0<1()2 120 x x p x x x <⎧⎪=-≤<⎨⎪⎩其它求数学期望()E X解1201331221()() (2) ()133E X xp x dxx xdx x x dx x x x +∞-∞==⋅+⋅-=+-=⎰⎰⎰8.设随机变量X 的概率分布为X -2 -1 0 1 P 0.2 0.3 0.1 0.4 求 (1)(21)E X -;(2)2()E X .解 (1) (21)2()1E X E X -=- 其中()20.210.3010.40.3E X =-⨯-⨯++⨯=-则(21)2()12(0.3)1 1.6E X E X -=-=⨯--=-(2)22222()0.2(2)0.3(1)0.100.41 1.5E X =⨯-+⨯-+⨯+⨯=9.假设一部机器在一天内发生故障的概率为0.2,机器发生故障时全天停止工作。
概率论与数理统计课后习题答案 第四章

(2) ρxy.
(1)
(2)(X,Y)的分布律为
Y X
0
1
-1
0
1
习题 4.1 1. 设随机变量 X 的概率密度为
(1) 求 E(X)
其他
(2)
解: (1)
(2) 2. 设连续型随机变量 X 的分布函数为
试确定常数 a,b,并求 E(X). 解:
(1)
其他
又因当
时
(2) 3. 设轮船横向摇摆的随机振幅 X 的概率密度为
的导数为 的导数为
即 即
求 E(X). 解:
4. 设 X1, X2,….. Xn 独立同分布,均值为 ,且设
D. (X,Y)~N(
)
解: 与 不相关 ρ
5. 设二维随机变量(X,Y)~N(
A.
B. 3
C. 18
解: ρ
),则 Cov(X,Y)= B . D. 36
6. 已知随机变量 X 与 Y 相互独立,且它们分别在区间[-1,3]和[2,4]上服从均匀分布,则 E(XY)= A .
A. 3
B. 6
C. 10
解: Cov(X,Y)=0
2. 设随机变量 X 的分布律为 3 .
X
-1
0
1
2
P
0.1 0.2 0.3 0.4
令 Y=2X+1,则 E(Y)=
3
.
解: E(2X+1)=(2*-1+1)*0.1+(2*0+1)*0.2+(2*1+1)*0.3+(2*2+1)*0.4=3
3. 已知随机变量 X 服从泊松分布,且 D(X)=1,则 P{X=1}=
《概率论与数理统计 B》习题四答案

E Y 2 02 0.7 12 0.3 0.3,D Y 0.3 0.3 0.21
2
E X 2Y E X 2 E Y 0.5 2 0.3 0.1 E 3 XY 3E XY 3 0 0 0.3 0 1 0.2 1 0 0.4 11 0.1 3 0.1 0.3 cov X , Y E XY E X E Y 0.1 0.5 0.3 0.05 cov X , Y D X D Y 0.05 21 21 0.25 0.21
E ( XY ) , E ( X 2 Y 2 ) , D( X ) , D(Y ) 。
4
西南交通大学 2017—2018 学年第(一)学期《概率论与数理统计 B》课程习题答案
1 4 3 x 4 x3dx , E Y y 12 y 2 1 y dy , 0 0 5 5 1 X 1 E XY xy 12 y 2 dydx , 0 0 2
Y Pr
0.5
0.5
0 0.7
1 0.3
E X 0 0.5 1 0.5 0.5,E X 2 02 0.5 12 0.5 0.5 ,
D X 0.5 0.5 0.。
1 1 1 2 2 (2) E X x 2(1 x)dx , x 2(1 x)dx ; 0 0 3 6 1 1 2 1 2 2 故 D( X ) E ( X ) ( E ( X )) ( ) 。 6 3 18
解: (1) E X
西南交通大学 2017—2018 学年第(一)学期《概率论与数理统计 B》课程习题答案
概率统计练习题4答案

概率统计练习题4答案《概率论与数理统计》练习题4答案考试时间:120分钟题⽬部分,(卷⾯共有22题,100分,各⼤题标有题量和总分)⼀、选择题(10⼩题,共30分)1、设袋中有6个球,其中有2个红球,4个⽩球,随机地等可能地作⽆放回抽样,连续抽两次,则使P A ()=13成⽴的事件A 是( )。
A 、两次都取得红球 B 、第⼆次取得红球C 、两次抽样中⾄少有⼀次抽到红球D 、第⼀次抽得⽩球,第⼆次抽得红球,答案:B2、某电器元件的寿命超过1000⼩时的概率为0.3,进⾏重复独⽴试验,则三个元件在使⽤了1000⼩时最多只有⼀个损坏的概率为( )。
A 、0.09B 、0.189C 、0.784D 、0.216 答案:D3、离散型随机变量ξ的分布律为()k P k b ξλ==,(1,2,)k = ,的充分必要条件是( )。
A 、0b >且01λ<<B 、1b λ=-且01λ<<C 、11b λ=-且1λ<D 、11bλ=+且0b >答案:D4、设ξ,η相互独⽴,且都服从相同的01-分布,即(1)q p =-则下列结论正确的是( )。
A 、ξη= B 、2ξηξ+=C 、2ξηξ= D 、~(2,)B p ξη+答案:D5、随机变量ξ服从区间[3, 3]-上的均匀分布则E ξ=( )。
A 、0 B 、3 C 、- 3 D 、6 答案:A6、4, 1, 0.6D D ξηξηρ===,则(32)D ξη-=( )。
A 、40B 、34C 、25.6D 、17.6 答案:C7、设随机变量的数学期望和⽅差均是1m +(m 为⾃然数),那么(){}041P m ξ<<+≥( )。
A 、11m + B 、1m m + C 、0 D 、1m答案:B8、设~(),T t n 则2~T ( )。
A 、(2)t n B 、2()n χ C 、(,1)F n D 、(1, )F n答案:D9、设12,,,n X X X 是来⾃正态总体2(,)N µσ的简单随机样本,2σ未知,X 是样本均值。
概率论与数理统计-第四与五章练习答案

《概率论与数理统计》第四、五章练习学院 班级、学号 姓名 成绩一、单项选择题(每小题2分,共16分)说明:请将答案直接填入下表中!(A)1- (B)0 (C)21 (D)1 2.设随机变量X 和Y 的方差存在且不等于0,则DY DX Y X D +=+)(是X 和Y (A)不相关的充分条件,但不是必要条件 (B)独立的充分条件,但不是必要条件(C)不相关的充分必要条件 (D)独立的充分必要条件3.设X 是一个随机变量,μ=EX ,2σ=DX (0,>σμ为常数),则对任意常数c ,必有(A)222)(c EX c X E -=- (B)22)()(μ-=-X E c X E(C)22)()(μ-<-X E c X E (D)22)()(μ-≥-X E c X E 4.设随机变量X 和Y 独立同分布,方差存在且不为零,记Y X U -=,Y X V +=,则随机变量U 与V 必然(A)不独立 (B)独立 (C)相关系数不为零 (D)相关系数为零5.假设随机变量)1,0(~N X ,)4,1(~N Y ,且相关系数1=XY ρ,则(A)1}12{=--=X Y P (B)1}12{=-=X Y P(C)1}12{=+-=X Y P (D)1}12{=+=X Y P6.设随机变量X 和Y 都服从正态分布,且它们不相关,则(A)X 与Y 一定独立 (B)),(Y X 服从二维正态分布(C)X 与Y 未必独立 (D)Y X +服从一维正态分布7.设随机变量n X X X ,,,21 )1(>n 独立同分布,且其方差为02>σ,令随机变量∑==ni i X n Y 11,则 (A)212)(σn n Y X D +=+ (B)211)(σnn Y X D +=- (C)nY X Cov 21),(σ= (D)21),(σ=Y X Cov 8.设 ,,,,21n X X X 为独立同分布的随机变量序列,且均服从参数为λ)1(>λ的指数分布,记)(x Φ为标准正态分布的分布函数,则 D (A))(lim 1x x n n X P n i i n Φ=⎪⎪⎭⎪⎪⎬⎫⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧≤-∑=∞→λλ (B))(lim 1x x n n X P n i i n Φ=⎪⎪⎭⎪⎪⎬⎫⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧≤-∑=∞→λλ (C))(lim 1x x n n X P n i i n Φ=⎪⎪⎭⎪⎪⎬⎫⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧≤-∑=∞→λ (D))(lim 1x x n X P n i i n Φ=⎪⎪⎭⎪⎪⎬⎫⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧≤-∑=∞→λλ 二、填空题(每小题2分,共14分)1.设随机变量X 的服从参数为λ的指数分布,则=>}{DX X P 1-e2.设随机变量X 服从二项在区间]2,1[-上服从均匀分布,随机变量⎪⎩⎪⎨⎧>=<-=010001X X X Y ,则方差=DY98 3.设随机变量X 服从参数为1的泊松分布,则==}{2EX X P 121-e 4.设一次试验的成功率为p ,进行100次独立重复试验,当=p 时,成功次数的标准差的值最大,其最大值为 21,5 5.设随机变量321,,X X X 相互独立,其中1X 在]6,0[上服从均匀分布,2X 服从正态分布)2,0(2N ,3X 服从参数为3=λ的泊松分布,记32132X X X Y +-=,则=DY 466.设随机变量X 和Y 的相关系数为,0==EY EX ,222==EY EX ,则=+2)(Y X E67.设随机变量X 和Y 的数学期望分别为2-和2,方差分别为1和4,而相关系数为5.0-,则根据切比雪夫不等式≤≥+}6|{|Y X P 121 三、解答题(每题7分,共49分)1.设随机变量X 服从区间],[b a 上的均匀分布,2=EX ,3=DX ,求条件概率}2|0{≤>X X P【答】5,1=-=b a ;32 2.设连续型随机变量X 的概率密度为⎩⎨⎧<<=其他0103)(2x x x f X ,试求: (1)随机变量X 的分布函数)(x F X ;(2)数学期望EX 与方差DX ;【解】(1)⎪⎩⎪⎨⎧≥<<≤=111000)(3x x xx x F X (2)43=EX ;532=EX ,803)(22=-=EX EX DX3.假设一设备开机后无故障工作的时间X 服从指数分布,平均无故障工作的时间(EX )为5小时,设备定时开机,出现故障时自动关机,而在无故障的情况下工作2小时便关机。
《概率论与数理统计》练习题(含答案)

《概率论与数理统计》练习题(含答案)一、单项选择题1.设,,A B C 为三个事件,且,A B 相互独立,则以下结论中不正确的是( ) (A )若()1P C =,则AC 与BC 也独立. (B )若()1P C =,则A C 与B 也独立. (C )若()0P C =,则A C 与B 也独立. (D )若C B ⊂,则A 与C 也独立.答案:(D ).解答:因为概率为1的事件和概率为0的事件与任何事件独立,所以(A ),(B ),(C )都是正确的,只能选(D ).事实上由图 可见A 与C 不独立.2.设随机变量~(0,1),X N X 的分布函数为()x Φ,则(||2)P X >的值为( ) (A )2[1(2)]-Φ. (B )2(2)1Φ-. (C )2(2)-Φ. (D )12(2)-Φ.答案:(A )解答: ~(0,1)X N 所以(||2)1(||2)1(22)P X P X P X >=-≤=--<≤ 1(2)(2)1[2(2)1]2[1(2)]=-Φ+Φ-=-Φ-=-Φ 应选(A ).3.设随机变量X 和Y 不相关,则下列结论中正确的是( ) (A )X 与Y 独立. (B )()D X Y DX DY -=+. (C )()D X Y DX DY -=-. (D )()D XY DXDY =.SABC答案:(B )解答:由不相关的等价条件知,0y x cov 0xy =⇒=),(ρ ()+2cov x y D X Y DX DY -=+(,) 应选(B ).4.设离散型随机变量X 和Y 的联合概率分布为(,)(1,1)(1,2)(1,3)(2,1)(2,2)(2,3)111169183X Y P αβ若,X Y 独立,则,αβ的值为( )(A )21,99αβ==. (A )12,99αβ==.(C ) 11,66αβ== (D )51,1818αβ==.答案:(A )解答: 若,X Y 独立则有(2,2)(2)(2)P X Y P X P Y α======1121()()()3939αβαα=+++=+∴29α=, 19β=故应选(A ).5.设总体X 的数学期望为12,,,,n X X X μ为来自X 的样本,则下列结论中正确的是( )(A )1X 是μ的无偏估计量. (B )1X 是μ的极大似然估计量. (C )1X 是μ的相合(一致)估计量. (D )1X 不是μ的估计量. 答案:(A ) 解答:1EX μ=,所以1X 是μ的无偏估计,应选(A ).6. 设A 、B 、C 为三个事件,()0P AB >且(|)1P C AB =,则有( )Y X(A )()()() 1.P C P A P B ≤+- (B )()().P C P A B ≤ (C )()()() 1.P C P A P B ≥+- (D )()().P C P A B ≥答案:C 解答:由(|)1P C AB =知()()P ABC P AB =,故()()P C P AB ≥ ()()()()()()()1P C P AB P A P B P A B P A P B ≥=+-≥+- 应选C.7. 设随机变量X 的概率密度为2(2)4(),x f x x +-=-∞<<∞, 且~(0,1)Y aX b N =+,则在下列各组数中应取( ) (A )1/2, 1.a b == (B)2,a b ==(C )1/2,1a b ==-. (D)2,a b == 答案:B 解答:22(2)4()x f x +-==即~(2,)X N - 故当a b ===时 ~(0,1)Y aX b N =+ 应选B.8. 设随机变量X 与Y 相互独立,其概率分布分别为010.40.6X P010.40.6Y P则有( )(A )()0.P X Y == (B )()0.5.P X Y ==(C )()0.52.P X Y == (D )() 1.P X Y == 答案:C解答:()(0,0)(1,1)P X Y P X Y P X Y ====+== 0.40.40.60.60.52=⨯+⨯= 应选C.9. 对任意随机变量X ,若EX 存在,则[()]E E EX 等于( )(A )0. (B ).X (C ).EX (D )3().EX 答案:C 解答:[()]E E EX EX = 应选C.10. 设12,,,n x x x 为正态总体(,4)N μ的一个样本,x 表示样本均值,则μ的置信度为1α-的置信区间为( ) (A )/2/2(x u x u αα-+ (B )1/2/2(x u x u αα--+ (C )(x u x uαα-+ (D )/2/2(x u x u αα-+ 答案:D 解答:因为方差已知,所以μ的置信区间为/2/2(X u X u αα-+应选D. 11、设为总体的一个样本,为样本均值,则下),,,(21n X X X )2,1(2N X列结论中正确的是( D )。
概率论与数理统计第四章习题参考答案
=
⎡ E⎢
1
⎢⎣ n −1
n i =1
(Xi
−
⎤ X )2 ⎥
⎥⎦
=
1 n −1
⎡ E⎢
⎢⎣
n i =1
X
2 i
−
nX
2⎤ ⎥ ⎥⎦
=
1 n −1
⎡n ⎢ ⎢⎣ i=1
E
(
X
2 i
)
−
nE( X
2⎤ )⎥ ⎥⎦
∑[ ] [ ] =
1 n −1
⎧ ⎨ ⎩
n i =1
D(X i ) + E 2 (X i )
X −µ 3/2
<
⎫ 1.96⎬
=
0.95
⎭
故,正态总体均值 µ 的 95%的置信区间为 (X − 2.94, X + 2.94)
代入样本值得正态总体均值 µ 的 95%的置信区间为(-2.565,3.315)。
(2)当σ 未知时,由 T = X − µ ~ t(n − 1) 即T = X − µ ~ t(3) ,所以
n
−a n
=0 =0
无解。由此不能求得
a,
b
的极大似然估计量。
⎩ ∂b
b−a
解:X
的概率密度为
f
(x)
=
⎪⎧ ⎨b
1 −
a
,
a
≤
x
≤
b
,
⎪⎩ 0, 其它
似然函数为 L(a, b) = 1 , θ1 ≤ xi ≤ θ 2 ,i = 1,2,L, n , (b − a)n
对于给定的样本值 (x1 , x2 ,L, xn )
−
n
D(
概率论与数理统计答案 第四章习题
(x2
3000x)dx
1 1500 2
x3 3
1500 0
1 1500 2
(
x3 3
1500
x
2
)
3000 1500
500 4(500) (1000) 1500
X -2 0 2
6.设随机变量X的分布律为 pk 0.4 0.3 0.3 求E(X),E(X2),E(3X2+5).
3
解
E( X ) xk pk (2) 0.4 0 0.3 2 0.3 0.2
0),
2t ,
(a 1) a(a),
dx dt
2t
(1)
1,
(1
2)
.
E(X) 02tet
dt
2t
2 0t1 2etdt
2(3 2)
2 1 (1 2)
2
2
E(
X
2
)
0
3
(2t )3
2
2
et
2t
dt
2
2
0
te t
dt
2
2(2)
2
2
20. 设长方形的高(以m计)X~U(0,2),己知长方形的周长(以m计)为 20,求长方形面积A的数学期望和方差.
k 1
3
E( X 2 ) xk2 pk (2)2 0.4 02 0.3 22 0.3 2.8
k 1
3
E(3X2 5) (3xk2 5)pk [3(2)2 5]0.4[302 5]0.3[322 5]0.3 13.4
k1
或 E(3X2+5)= 3E(X2) + 5 = 32.8 + 5 =13.4
《概率论与数理统计》试题带答案(四)
《概率论与数理统计》试题带答案1.设随机变量X 的分布律为求E (X ),E (X 2),E (2X +3). 【解】(1) 11111()(1)012;82842E X =-⨯+⨯+⨯+⨯= (2) 2222211115()(1)012;82844E X =-⨯+⨯+⨯+⨯=(3) 1(23)2()32342E X E X +=+=⨯+=2.已知100个产品中有10个次品,求任意取出的5个产品中的次品数的数学期望、方差.故 ()0.58300.34010.07020.00730405E X =⨯+⨯+⨯+⨯+⨯+⨯ 0.501,=52()[()]iii D X x E X P ==-∑222(00.501)0.583(10.501)0.340(50.501)00.432.=-⨯+-⨯++-⨯=3.设随机变量X 的分布律为X -1 0 1 Pp 1 p 2 p 3且已知E (X )=0.1,E (X 2)=0.9,求P 1,P 2,P 3. 【解】因1231P P P ++=……①,又12331()(1)010.1E X P P P P P =-++=-=……②,222212313()(1)010.9E X P P P P P =-++=+=……③由①②③联立解得1230.4,0.1,0.5.P P P ===4.袋中有N 只球,其中的白球数X 为一随机变量,已知E (X )=n ,问从袋中任取1球为白球的概率是多少?【解】记A ={从袋中任取1球为白球},则(){|}{}Nk P A P A X k P X k ===∑全概率公式1{}{}1().NNk k k P X k kP X k N Nn E X N N========∑∑5.设随机变量X 的概率密度为f (x )=⎪⎩⎪⎨⎧≤≤-<≤.,0,21,2,10,其他x x x x求E (X ),D (X ). 【解】1221()()d d (2)d E X xf x x x x x x x +∞-∞==+-⎰⎰⎰213320111.33x x x ⎡⎤⎡⎤=+-=⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎣⎦122232017()()d d (2)d 6E X x f x x x x x x x +∞-∞==+-=⎰⎰⎰ 故 221()()[()].6D XE X E X =-=6.设随机变量X ,Y ,Z 相互独立,且E (X )=5,E (Y )=11,E (Z )=8,求下列随机变量的数学期望. (1) U =2X +3Y +1; (2) V =YZ -4X .【解】(1) [](231)2()3()1E U E X Y E X E Y =++=++ 25311144.=⨯+⨯+=(2) [][4][]4()E V E YZ X E YZ E X =-=- ,()()4()Y Z E Y E Z E X -因独立1184568.=⨯-⨯=7.设随机变量X ,Y 相互独立,且E (X )=E (Y )=3,D (X )=12,D (Y )=16,求E (3X -2Y ),D (2X -3Y ). 【解】(1) (32)3()2()3323 3.E X Y E X E Y -=-=⨯-⨯=(2) 22(23)2()(3)412916192.D X Y D X DY -=+-=⨯+⨯= 8.设随机变量(X ,Y )的概率密度为f (x ,y )=⎩⎨⎧<<<<.,0,0,10,其他x y x k试确定常数k ,并求E (XY ). 【解】因1001(,)d d d d 1,2x f x y x y x k y k +∞+∞-∞-∞===⎰⎰⎰⎰故k =210()(,)d d d 2d 0.25xE XY xyf x y x y x x y y +∞+∞-∞-∞===⎰⎰⎰⎰.9.设X ,Y 是相互独立的随机变量,其概率密度分别为f X (x )=⎩⎨⎧≤≤;,0,10,2其他x x f Y (y )=(5)e ,5,0,.y y --⎧>⎨⎩其他求E (XY ).【解】方法一:先求X 与Y 的均值12()2d ,3E X x x x ==⎰ 5(5)5()e d 5e d e d 51 6.z y y z z E Y y yz z z +∞+∞+∞=-----=+=+=⎰⎰⎰令由X 与Y 的独立性,得2()()()6 4.3E XY E X E Y ==⨯=方法二:利用随机变量函数的均值公式.因X 与Y 独立,故联合密度为(5)2e ,01,5,(,)()()0,,y X Y x x y f x y f x f y --⎧≤≤>==⎨⎩其他 于是11(5)2(5)552()2ed d 2de d 6 4.3y y E XY xy x x y x xy y +∞+∞----===⨯=⎰⎰⎰⎰10.设随机变量X ,Y 的概率密度分别为f X (x )=⎩⎨⎧≤>-;0,0,0,22x x x e f Y (y )=⎩⎨⎧≤>-.0,0,0,44y y y e求(1) E (X +Y );(2) E (2X -3Y 2). 【解】22-200()()d 2ed [e]e d xx x X X xf x x x x x x +∞+∞+∞--+∞-∞==-⎰⎰⎰201e d .2x x +∞-==⎰401()()d 4e dy .4y Y E Y yf y y y +∞+∞--∞==⎰⎰22242021()()d 4e d .48y Y E Y y f y y y y +∞+∞--∞====⎰⎰从而(1)113()()().244E X Y E X E Y +=+=+=(2)22115(23)2()3()23288E X Y E X E Y -=-=⨯-⨯=11.设随机变量X 的概率密度为f (x )=⎪⎩⎪⎨⎧<≥-.0,0,0,22x x cx xke求(1) 系数c ;(2) E (X );(3) D (X ). 【解】(1) 由222()d e d 12k x cf x x cx x k+∞+∞--∞===⎰⎰得22c k =. (2) 222()()d()2e d k x E X xf x x x k x x +∞+∞--∞==⎰⎰22220π2ed .k x kx x +∞-==⎰(3) 22222221()()d()2e .kxE X x f x x x k x k +∞+∞--∞==⎰⎰故 222221π4π()()[()].24D X E X E X k k k⎛-=-=-= ⎝⎭ 12.袋中有12个零件,其中9个合格品,3个废品.安装机器时,从袋中一个一个地取出(取出后不放回),设在取出合格品之前已取出的废品数为随机变量X ,求E (X )和D (X ).【解】设随机变量X 表示在取得合格品以前已取出的废品数,则X 的可能取值为0,1,2,3.为求其分布律,下面求取这些可能值的概率,易知9{0}0.750,12P X === 39{1}0.204,1211P X ==⨯= 329{2}0.041,121110P X ==⨯⨯= 3219{3}0.005.1211109P X ==⨯⨯⨯=X 0 1 2 3 P0.7500.2040.0410.005由此可得()00.75010.20420.04130.0050.301.E X =⨯+⨯+⨯+⨯=22222222()075010.20420.04130.0050.413()()[()]0.413(0.301)0.322.E X D X E X E X =⨯+⨯+⨯+⨯==-=-=13.一工厂生产某种设备的寿命X (以年计)服从指数分布,概率密度为f (x )=⎪⎩⎪⎨⎧≤>-.0,0,0,414x x xe为确保消费者的利益,工厂规定出售的设备若在一年内损坏可以调换.若售出一台设备,工厂获利100元,而调换一台则损失200元,试求工厂出售一台设备赢利的数学期望.【解】厂方出售一台设备净盈利Y 只有两个值:100元和 -200元 /41/411{100}{1}e d e 4x P Y P X x +∞--==≥==⎰1/4{200}{1}1e.P Y P X -=-=<=-故1/41/41/4()100e(200)(1e )300e 20033.64E Y ---=⨯+-⨯-=-= (元).14.设X 1,X 2,…,X n 是相互独立的随机变量,且有E (X i )=μ,D (X i )=σ2,i =1,2,…,n ,记∑==n i i S X n X 12,1,S 2=∑=--ni i X X n 12)(11. (1) 验证)(X E =μ,)(X D =n2σ;(2) 验证S 2=)(11122∑=--ni i X n X n ; (3) 验证E (S 2)=σ2.【证】(1) 1111111()()().n nn i i i i i i E X E X E X E X nu u n n n n ===⎛⎫===== ⎪⎝⎭∑∑∑22111111()()n nni i i ii i i D X D X D X X DXn nn ===⎛⎫== ⎪⎝⎭∑∑∑之间相互独立2221.n n nσσ==(2) 因222221111()(2)2nnnniii ii i i i i XX X X X X X nX X X ====-=+-=+-∑∑∑∑2222112nnii i i X nX X nX X nX ===+-=-∑∑故22211()1ni i S X nX n ==--∑. (3) 因2(),()i i E X u D X σ==,故2222()()().i i i E X D X EX u σ=+=+同理因2(),()E X u D X nσ==,故222()E X u nσ=+.从而222221111()()[()()]11n ni i i i E s E X nX E X nE X n n ==⎡⎤=-=-⎢⎥--⎣⎦∑∑221222221[()()]11().1n i i E X nE X n n u n u n n σσσ==--⎡⎤⎛⎫=+-+=⎢⎥⎪-⎝⎭⎣⎦∑15.对随机变量X 和Y ,已知D (X )=2,D (Y )=3,Cov(X ,Y )= -1,计算:Cov (3X -2Y +1,X +4Y -3). 【解】Cov(321,43)3()10Cov(,)8()X Y X Y D X X Y D Y -++-=+- 3210(1)8328=⨯+⨯--⨯=- (因常数与任一随机变量独立,故Cov(X ,3)=Cov(Y ,3)=0,其余类似). 16.设二维随机变量(X ,Y )的概率密度为f (x ,y )=221,1,π0,.x y ⎧+≤⎪⎨⎪⎩其他试验证X 和Y 是不相关的,但X 和Y 不是相互独立的. 【解】设22{(,)|1}D x y x y =+≤.2211()(,)d d d d πx y E X xf x y x y x x y +∞+∞-∞-∞+≤==⎰⎰⎰⎰ 2π1001=cos d d 0.πr r r θθ=⎰⎰同理E (Y )=0. 而 Cov(,)[()][()](,)d d X Y x E x y E Y f x y x y +∞+∞-∞-∞=--⎰⎰222π1200111d d sin cos d d 0ππx y xy x y r r r θθθ+≤===⎰⎰⎰⎰, 由此得0XY ρ=,故X 与Y 不相关. 下面讨论独立性,当|x |≤1时,1()X f x y 当|y |≤1时,1()Y f y x..显然()()(,).X Y f x f y f x y ≠故X 和Y 不是相互独立的.17.设随机变量(X ,Y )的分布律为验证X 和Y 是不相关的,但X 和Y 不是相互独立的.【解】联合分布表中含有零元素,X 与Y 显然不独立,由联合分布律易求得X ,Y 及XY 的分布律,其分布律如下表由期望定义易得E (X )=E (Y )=E (XY )=0.从而E (XY )=E (X )·E (Y ),再由相关系数性质知ρXY =0,即X 与Y 的相关系数为0,从而X 和Y 是不相关的. 又331{1}{1}{1,1}888P X P Y P X Y =-=-=⨯≠==-=- 从而X 与Y 不是相互独立的.18.设二维随机变量(X ,Y )在以(0,0),(0,1),(1,0)为顶点的三角形区域上服从均匀分布,求Cov (X ,Y ),ρXY .【解】如图,S D =12,故(X ,Y )的概率密度为题18图2,(,),(,)0,x y D f x y ∈⎧=⎨⎩其他. ()(,)d d D E X xf x y x y =⎰⎰11001d 2d 3x x x y -==⎰⎰ 22()(,)d d D E X x f x y x y =⎰⎰112001d 2d 6x x x y -==⎰⎰ 从而222111()()[()].6318D XE X E X ⎛⎫=-=-= ⎪⎝⎭ 同理11(),().318E Y D Y == 而 11001()(,)d d 2d d d 2d .12x D D E XY xyf x y x y xy x y x xy y -====⎰⎰⎰⎰⎰⎰ 所以 1111Cov(,)()()()123336X Y E XY E X E Y =-=-⨯=-. 从而 11362()()111818XY D X D Y ρ-===-⨯ 19.设(X ,Y )的概率密度为f (x ,y )=1ππsin(),0,0,2220.x y x y ,⎧+≤≤≤≤⎪⎨⎪⎩其他求协方差Cov (X ,Y )和相关系数ρXY . 【解】π/2π/2001π()(,)d d d sin()d .24E X xf x y x y x x x y y +∞+∞-∞-∞==+=⎰⎰⎰⎰ ππ22222001ππ()d sin()d 2.282E X x x x y y =+=+-⎰⎰ 从而 222ππ()()[()] 2.162D X E X E X =-=+- 同理 2πππ(),() 2.4162E Y D Y ==+- 又 π/2π/200π()d sin()d d 1,2E XY x xy x y x y =+=-⎰⎰ 故 2ππππ4Cov(,)()()()1.2444X Y E XY E X E Y -⎛⎫⎛⎫=-=--⨯=- ⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭222222π4(π4)π8π164.πππ8π32π8π32)()2162XY D Y ρ-⎛⎫- ⎪--+⎝⎭===-=-+-+-+- 20.已知二维随机变量(X ,Y )的协方差矩阵为⎥⎦⎤⎢⎣⎡4111,试求Z 1=X -2Y 和Z 2=2X -Y 的相关系数.【解】由已知知:D (X )=1,D (Y )=4,Cov(X ,Y )=1.从而 12()(2)()4()4Cov(,)1444113,()(2)4()()4Cov(,)414414,D Z D X Y D X D Y X Y D Z D X Y D X D Y X Y =-=+-=+⨯-⨯==-=+-=⨯+-⨯= 12Cov(,)Cov(2,2)Z Z X Y X Y =--2Cov(,)4Cov(,)Cov(,)2Cov(,)2()5Cov(,)2()215124 5.X X Y X X YY Y D X X YD Y =--+=-+=⨯-⨯+⨯=故 12122)()Z Z D Z ρ===21.对于两个随机变量V ,W ,若E (V 2),E (W 2)存在,证明:[E (VW )]2≤E (V 2)E (W 2).这一不等式称为柯西许瓦兹(Couchy -Schwarz )不等式.【证】令2(){[]},.g t E V tW t R =+∈显然 22220()[()][2]g t E V tW E V tVW t W ≤=+=++222[]2[][],.E V t E VW t E W t R =++∀∈可见此关于t 的二次式非负,故其判别式Δ≤0,即2220[2()]4()()E VW E W E V ≥∆=-2224{[()]()()}.E VW E V E W =-故222[()]()()}.E VW E V E W ≤22.假设一设备开机后无故障工作的时间X 服从参数λ=1/5的指数分布.设备定时开机,出现故障时自动关机,而在无故障的情况下工作2小时便关机.试求该设备每次开机无故障工作的时间Y 的分布函数F (y ).【解】设Y 表示每次开机后无故障的工作时间,由题设知设备首次发生故障的等待时间X ~E (λ),E (X )=1λ=5. 依题意Y =min(X ,2).对于y <0,f (y )=P {Y ≤y }=0.对于y ≥2,F (y )=P (X ≤y )=1.对于0≤y <2,当x ≥0时,在(0,x )内无故障的概率分布为P {X ≤x }=1 -e -λx ,所以F (y )=P {Y ≤y }=P {min(X ,2)≤y }=P {X ≤y }=1 -e -y/5.23.已知甲、乙两箱中装有同种产品,其中甲箱中装有3件合格品和3件次品,乙箱中仅装有3件合格品.从甲箱中任取3件产品放乙箱后,求:(1)乙箱中次品件数Z 的数学期望;(2)从乙箱中任取一件产品是次品的概率.【解】(1) Z 的可能取值为0,1,2,3,Z 的概率分布为33336C C {}C k k P Z k -==, 0,1,2,3.k =因此,()0123.202020202E Z =⨯+⨯+⨯+⨯= (2) 设A 表示事件“从乙箱中任取出一件产品是次品”,根据全概率公式有30(){}{|}k P A P Z k P A Z k ====∑191921310.202062062064=⨯+⨯+⨯+⨯= 24.假设由自动线加工的某种零件的内径X (毫米)服从正态分布N (μ,1),内径小于10或大于12为不合格品,其余为合格品.销售每件合格品获利,销售每件不合格品亏损,已知销售利润T (单位:元)与销售零件的内径X 有如下关系T =⎪⎩⎪⎨⎧>-≤≤<-.12,5,1210,20,10,1X X X 若若若问:平均直径μ取何值时,销售一个零件的平均利润最大?【解】(){10}20{1012}5{12}E T P X P X P X =-<+≤≤-> {10}20{1012}5{12}(10)20[(12)(10)]5[1(12)]25(12)21(10) 5.P X u u P u X u u P X u u u u u u u u =--<-+-≤-≤--->-=-Φ-+Φ--Φ---Φ-=Φ--Φ--故2/2d ()125(12)(1)21(10)(1)0(()e ),d 2x E T u u x u ϕϕϕπ-=-⨯---⨯-= 令 这里 得 22(12)/2(10)/225e21e u u ----=两边取对数有 2211ln 25(12)ln 21(10).22u u --=-- 解得 125111ln 11ln1.1910.91282212u =-=-≈(毫米) 由此可得,当u =10.9毫米时,平均利润最大.25.设随机变量X 的概率密度为f (x )=⎪⎩⎪⎨⎧≤≤.,0,0,2cos 21其他πx x 对X 独立地重复观察4次,用Y 表示观察值大于π/3的次数,求Y 2的数学期望.(2002研考)【解】令 π1,,3(1,2,3,4)π0,3i X Y i ⎧>⎪⎪==⎨⎪≤⎪⎩X . 则41~(4,)ii Y Y B p ==∑.因为 ππ{}1{}33p P X P X =>=-≤及π/30π11{}cos d 3222x P X x ≤==⎰,所以111(),(),()42,242i i E Y D Y E Y ===⨯= 2211()41()()22D YE Y EY =⨯⨯==-, 从而222()()[()]12 5.E Y D Y E Y =+=+=26.两台同样的自动记录仪,每台无故障工作的时间T i (i =1,2)服从参数为5的指数分布,首先开动其中一台,当其发生故障时停用而另一台自动开启.试求两台记录仪无故障工作的总时间T =T 1+T 2的概率密度f T (t ),数学期望E (T )及方差D (T ).【解】由题意知: 55e ,0,()0,0t i t f t t -⎧≥=⎨<⎩. 因T 1,T 2独立,所以f T (t )=f 1(t )*f 2(t ).当t <0时,f T (t )=0;当t ≥0时,利用卷积公式得55()5120()()()d 5e 5e d 25e tx t x t T f t f x f t x x x t +∞-----∞=-==⎰⎰ 故得 525e ,0,()0,0.t T t t f t t -⎧≥=⎨<⎩由于T i ~E (5),故知E (T i )=15,D (T i )=125(i =1,2)因此,有E (T )=E (T 1+T 2)=25. 又因T 1,T 2独立,所以D (T )=D (T 1+T 2)=225. 27.设两个随机变量X ,Y 相互独立,且都服从均值为0,方差为1/2的正态分布,求随机变量|X -Y |的方差.【解】设Z =X -Y ,由于22~0,,~0,,22X N Y N ⎛⎫⎛⎫ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭且X 和Y 相互独立,故Z ~N (0,1).因22()()(||)[(||)]D X Y D Z E Z E Z -==-22()[()],E Z E Z =-而 22/2()()1,(||)||e d 2πz E Z D Z E Z z z +∞--∞===⎰2/22e dπ2πzz z+∞-==⎰,所以2(||)1πD X Y-=-.28.某流水生产线上每个产品不合格的概率为p(0<p<1),各产品合格与否相互独立,当出现一个不合格产品时,即停机检修.设开机后第一次停机时已生产了的产品个数为X,求E (X)和D(X).【解】记q=1 -p,X的概率分布为P{X=i}=q i -1p,i=1,2,…,故12111()().1(1)i ii iq pE X iq p p q pq q p∞∞-=='⎛⎫'=====⎪--⎝⎭∑∑又221211121()()i i ii i iE X i q p i i q p iq p∞∞∞---=====-+∑∑∑2232211()12112.(1)iiqpq q pqp q ppq q pq p p p∞=''⎛⎫''=+=+⎪-⎝⎭+-=+==-∑所以22222211()()[()].p pD XE X E Xp p p--=-=-=题29图29.设随机变量X和Y的联合分布在点(0,1),(1,0)及(1,1)为顶点的三角形区域上服从均匀分布.(如图),试求随机变量U=X+Y的方差.【解】D(U)=D(X+Y)=D(X)+D(Y)+2Cov(X,Y)=D(X)+D(Y)+2[E(XY) -E(X)·E(Y)].由条件知X和Y的联合密度为2,(,),(,)0,0.x y Gf x yt∈⎧=⎨<⎩{(,)|01,01,1}.G x y x y x y=≤≤≤≤+≥从而11()(,)d2d2.X xf x f x y y y x+∞-∞-===⎰⎰因此11122300031()()d2d,()2d,22XE X xf x x x x E X x x=====⎰⎰⎰22141()()[()].2918D X E X E X =-=-= 同理可得 31(),().218E Y D Y == 11015()2d d 2d d ,12x G E XY xy x y x x y y -===⎰⎰⎰⎰ 541Cov(,)()()(),12936X Y E XY E X E Y =-=-=- 于是 1121()().18183618D U D X Y =+=+-= 30.设随机变量U 在区间[ -2,2]上服从均匀分布,随机变量X =⎩⎨⎧->-≤-,U ,U 1,11,1若若 Y =⎩⎨⎧>≤-.1,11,1U ,U 若若 试求(1)X 和Y 的联合概率分布;(2)D (X +Y ).【解】(1) 为求X 和Y 的联合概率分布,就要计算(X ,Y )的4个可能取值( -1, -1),( -1,1),(1, -1)及(1,1)的概率.P {x = -1,Y = -1}=P {U ≤ -1,U ≤1}112d d 1{1}444x x P U ---∞-=≤-===⎰⎰ P {X = -1,Y =1}=P {U ≤ -1,U >1}=P {∅}=0, P {X =1,Y = -1}=P {U > -1,U ≤1}11d 1{11}44x P U -=-<≤==⎰ 21d 1{1,1}{1,1}{1}44x P X Y P U U P U ===>->=>=⎰. 故得X 与Y 的联合概率分布为 (1,1)(1,1)(1,1)(1,1)(,)~1110424X Y ----⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎣⎦. (2) 因22()[()][()]D X Y E X Y E X Y +=+-+,而X +Y 及(X +Y )2的概率分布相应为 202~111424X Y -⎡⎤⎢⎥+⎢⎥⎣⎦, 204()~1122X Y ⎡⎤⎢⎥+⎢⎥⎣⎦. 从而11()(2)20,44E X Y +=-⨯+⨯= 211[()]042,22E X Y +=⨯+⨯= 所以22()[()][()] 2.D X Y E X Y E X Y +=+-+=31.设随机变量X 的概率密度为f (x )=x -e 21,( -∞<x <+∞) (1) 求E (X )及D (X );(2) 求Cov(X ,|X |),并问X 与|X |是否不相关?(3) 问X 与|X |是否相互独立,为什么?【解】(1)||1()e d 0.2x E X xx +∞--∞==⎰2||201()(0)e d 0e d 2.2x x D X x x x x +∞+∞---∞=-==⎰⎰ (2) Cov(,|)(||)()(||)(||)X X E X X E X E X E X X =-=||1||e d 0,2x x x x +∞--∞==⎰ 所以X 与|X |互不相关.(3) 为判断|X |与X 的独立性,需依定义构造适当事件后再作出判断,为此,对定义域-∞<x <+∞中的子区间(0,+∞)上给出任意点x 0,则有0000{}{||}{}.x X x X x X x -<<=<⊂<所以000{||}{} 1.P X x P X x <<<<<故由00000{,||}{||}{||}{}P X x X x P X x P X x P X x <<=<><<得出X 与|X |不相互独立.32.已知随机变量X 和Y 分别服从正态分布N (1,32)和N (0,42),且X 与Y 的相关系数ρXY = -1/2,设Z =23Y X +. (1) 求Z 的数学期望E (Z )和方差D (Z );(2) 求X 与Z 的相关系数ρXZ ;(3) 问X 与Z 是否相互独立,为什么?【解】(1) 1().323X Y E Z E ⎛⎫=+= ⎪⎝⎭ ()2Cov ,3232XY X Y D Z D D ⎛⎫⎛⎫⎛⎫=++ ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭⎝⎭11119162Cov(,),9432X Y =⨯+⨯+⨯⨯ 而 1Cov(,)()3462XY X Y D Y ρ⎛⎫==-⨯⨯=- ⎪⎝⎭ 所以 1()146 3.3D Z =+-⨯=(2) 因()()11Cov(,)Cov ,Cov ,Cov ,3232X Y X Z X X X X Y ⎛⎫=+=+ ⎪⎝⎭ 119()(6)3=0,323D X =+⨯-=- 所以 0.()()XZ D X D Z ρ==(3) 由0XZ ρ==,得X 与Z 不相关.又因1~,3,~(1,9)3Z N X N ⎛⎫ ⎪⎝⎭,所以X 与Z 也相互独立.33.将一枚硬币重复掷n 次,以X 和Y 表示正面向上和反面向上的次数.试求X 和Y 的相关系数XY ρ.【解】由条件知X +Y =n ,则有D (X +Y )=D (n )=0.再由X ~B (n ,p ),Y ~B (n ,q ),且p =q =12, 从而有 ()()4nD X npq D Y === 所以 0()()()2()()XY D X Y D X D Y D X D Y ρ=+=++2,24XY n nρ=+ 故XY ρ= -1. 34. -1 0 10 10.07 0.18 0.15 0.08 0.32 0.20试求X 和Y 【解】由已知知E (X )=0.6,E (Y )=0.2,而XY 的概率分布为YX -1 0 1 P 0.080.720.2所以E (XY )= -0.08+0.2=0.12Cov(X ,Y )=E (XY ) -E (X )·E (Y )=0.12 -0.6×0.2=0从而 XY ρ=035.对于任意两事件A 和B ,0<P (A )<1,0<P (B )<1,则称ρ=())()()()()()(B P A P B P A P B P A P AB P ⋅-为事件A 和B 的相关系数.试证:(1) 事件A 和B 独立的充分必要条件是ρ=0; (2) |ρ|≤1.YX【证】(1)由ρ的定义知,ρ=0当且仅当P (AB ) -P (A )·P (B )=0.而这恰好是两事件A 、B 独立的定义,即ρ=0是A 和B 独立的充分必要条件. (2) 引入随机变量X 与Y 为1,,0,A X A ⎧⎪=⎨⎪⎩若发生若发生;1,,0,B Y B ⎧⎪=⎨⎪⎩若发生若发生. 由条件知,X 和Y 都服从0 -1分布,即01~1()()X P A P A ⎧⎨-⎩ 01~1()()Y P B P B ⎧⎨-⎩ 从而有E (X )=P (A ),E (Y )=P (B ),D (X )=P (A )·P (A ),D (Y )=P (B )·P (B ),Cov(X ,Y )=P (AB ) -P (A )·P (B )所以,事件A 和B 的相关系数就是随机变量X 和Y 的相关系数.于是由二元随机变量相关系数的基本性质可得|ρ|≤1. 36. 设随机变量X 的概率密度为f X (x )=⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧<≤<<-.,0,20,41,01,21其他x x令Y =X 2,F (x ,y )为二维随机变量(X ,Y )的分布函数,求:(1) Y 的概率密度f Y (y ); (2) Cov(X ,Y );(3)1(,4)2F -. 解: (1) Y 的分布函数为2(){}{}Y F y P Y y P X y =≤=≤.当y ≤0时, ()0Y F y =,()0Y f y =; 当0<y <1时,(){{0}{0Y F y P X P X P X =≤≤=≤<+≤≤=,()Y f y =;当1≤y <4时,1(){10}{02Y F y P X P X =-≤<+≤≤=+()Y f y =;当y ≥4时,()1Y F y =,()0Y f y =. 故Y 的概率密度为1,()04,0,.Y y f y y <<=≤<⎪⎩其他 (2) 0210111()()d d d 244+X E X =xf x x x x x x ∞∞=+=⎰⎰⎰--,02222210115()()()d d d )246+X E Y =E X =x f x x x x x x ∞∞=+=⎰⎰⎰--,02233310117()()()d d d 248+X E XY =E Y =x f x x x x x x ∞∞=+=⎰⎰⎰--,故 Cov(X,Y ) =2()()()3E XY E X E Y =⋅-.(3) 2111(,4){,4}{,4}222F P X Y P X X -=≤-≤=≤-≤11{,22}{2}22P X X P X =≤--≤≤=-≤≤-11{1}24P X =-≤≤-=.。
《概率论与数理统计》考试练习题及参考答案
《概率论与数理统计》考试练习题及参考答案一、单选题1. 设X~N(2,9),Y~N(2,1),E(XY)=6,则D(X-Y)之值为A 、14B 、6C 、12D 、4答案:B2. 设X,Y的方差存在,且不等于0,则D(X+Y)=DX+DY是X,YA 、不相关的充分条件,但不是必要条件B 、独立的必要条件,但不是充分条件C 、不相关的必要条件,但不是充分条件D 、独立的充分必要条件答案:B3. 已知P(A)=0.3 ,P(B)=0.5 ,P(A∪B)=0.6,则P(AB)=A 、0.2B 、0.1C 、0.3D 、0.4答案:A4. 已知随机变量X服从二项分布,且EX=2.4,DX=1.44,则二项分布中的参数n,p的值分别为A 、n=4 ,p=0.6B 、n=6 ,p=0.4C 、n=8 ,p=0.3D 、n=24 ,p=0.1答案:B5. 若随机变量X与Y的方差D(X), D(Y)都大于零,且E(XY)=E(X)E(Y),则有A 、X与Y一定相互独立B 、X与Y一定不相关C 、D(XY)=D(X)D(Y)D 、D(X-Y)=D(X)-D(Y)答案:B6. 同时抛掷3枚硬币,则至多有1枚硬币正面向上的概率是A 、1/8B 、1/6C 、1/4D 、1/2答案:D7. 将长度为1的木棒随机地截成两段,则两段长度的相关系数为A 、1B 、1/2C 、2D 、-1答案:D8. 假设一批产品中一、二、三等品各占60% 、30% 、10%,今从中随机取一件产品,结果不是三等品,则它是二等品的概率为A 、1/3B 、1/2C 、2/3D 、1/4答案:A9. 袋中有50个乒乓球,其中20个黄球,30个白球,甲、乙两人依次各取一球,取后不放回,甲先取,则乙取得黄球的概率为A 、2/5B 、3/5C 、1/5D 、4/5答案:A10. 设随机变量X服从正态分布N(1 ,4) ,Y服从[0 ,4]上的均匀分布,则E(2X+Y )=A 、1B 、2C 、3D 、4答案:D11. 某电路由元件A 、B 、C串联而成,三个元件相互独立,已知各元件不正常的概率分别为:P(A)=0.1 ,P(B)=0.2 ,P(C)=0.3,求电路不正常的概率A 、0.496B 、0.7C 、0.25D 、0.8答案:A12. 一套五卷选集随机地放到书架上,则从左到右或从右到左卷号恰为1 ,2 ,3 ,4 ,5顺序的概率为A 、1/120B 、1/60C 、1/5D 、1/2答案:B13. 设随机变量X与Y独立同分布,记随机变量U=X+Y ,V=X-Y,且协方差Cov(U.V)存在,则U和V必然A 、不相关B 、相互独立C 、不独立D 、无法判断答案:A14. 设P(A)>0,P(B)>0,则下列各式中正确的是A 、P(A-B)=P(A)-P(B)B 、P(AB)=P(A)P(B)C 、P(A+B)=P(A)+P(B)D 、P(A+B)=P(A)+P(B)-P(AB)答案:D15. 随机变量X的所有可能取值为0和x ,且P{X=0}=0.3,E(X)=1,则x=A 、10/7B 、4/5C 、1D 、0答案:A16. 已知人的血型为O 、A 、B 、AB的概率分别是0.4;0.3;0.2;0.1。
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概率论与数理统计练习题4答案
试卷答案 第 1 页 (共 9 页)
概率论与数理统计 练习题4答案
题目部分,(卷面共有22题,100分,各大题标有题量和总分)
一、选择题(10小题,共30分)
1、若P(A)=0.3,()0.1P AB =,则P(AB)=__________.
答案:0.2
2、每次试验的成功率为(01)p p <<,进行重复独立试验,直到第10次试验才取得4次试验成功的概率为( )。
A 、4
4610
(1)C
p p -
C 、3469(1)C p p - C 、4469(1)C p p -
D 、336
9(1)C p p -
答案:B
3、若标准正态分布的函数0,1
()
F x ,当x a =和x a =-时
相等,且0,1
(0.5)0.6915F
=,则0,1()
F a 的值是( )。
A 、0.6915
B 、0.5
C 、0
D 、0.3930 答案:B
4、设,ξη相互独立,并服从区间[0,1]上的均匀分布则( )。
A 、ζξη=+服从[0,2]上的均匀分布,
B 、ζξη=-服从[- 1,1]上的均匀分布,
试卷答案第 1 页(共 9 页)
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A 、
12
12223
4
~(2)
()
X X t X X -+ B 1
22
1 ~(1)
n
i
i n t n X
=--∑
C 、
3
21
24
(1)3~(3, 3)
i i n
i
i n
X F n X
==--∑∑ D 122
21
2
~(2)
t X X
+
答案:D
9、设1
2
,,,n
X X X ⋅⋅⋅是来自正态总体2
(,)N μσ的简单随机
样本,2
σ未知,X 是样本均值。
()22
111n
i
i s X X n ==--∑若用
X k X k n n ⎛-+ ⎝
作为μ的1α-置信区间,则k 应取正
态分布的分位数( )。
A 、12
1.96,
u
α-
=或t 分布的分位数 B 、()11t n α
-- C 、
1 t α
- D 、1
2
(1)
t
n α--
答案:D
10、当正态总体X 的方差2
()D X σ=未知,检验期望
EX μ=用的统计量是( )。
A ()
()02
21(1)
n k k x n n x x μ=--⎛⎫
- ⎪⎝⎭
∑ B 、
()()01
2
21n k k x n
x x μ=-⎛⎫
- ⎪⎝⎭
∑
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C 、()()0
1
2
21(1)n k k x n x x μ=--⎛⎫
- ⎪⎝⎭
∑ D 、
()0
1
2
21n k k x x x μ=-⎛⎫
- ⎪⎝⎭
∑
答案:A
二、填空(5小题,共10分)
1、5个篮球队员,分工打右前锋,左前锋,中锋,左后卫右后卫5个位置共有_____________种分工方法? 答案:5!120=
2、某班级有10名女生20名男生,从中选出三名学生代表,则恰好选出一位女生和两位男生的概率是_____________________。
答案:95
203 3、设
~(0,1)
N ξ,且有
0,1
F (1.6)=0.9452,则
{ 1.6}
P ξ<-=_______________。
答案:0.0548
4、若二维随机变量
22
12(,)~(,;,;)
N a b r ξησσ,则
()()
D D ξη⋅=_______,cov(,)ξη=____________。
答案:2
2
1
2()()D D ξησ
σ⋅=⋅
12
cov(,)r
ξησσ=
试卷答案 第 3 页 (共 9 页)
5、设总体2
~(, )X N μσ,其中2
σ已知,若要检验μ,
需用统计量0
/X U n
σ=。
若对单边检验;统计假设
为
00
:H μμ=(
μ已知);
10
:H μμ>.则拒绝区间为
__________,若单边假设为0
:H
μμ=,1
:n H
μμ<,
则拒绝区间为__________,(给定显著水平为α,样本均值为X ,样本容量为n ,且可记1α
μ-为标准
正态分布的n(1)α-分位数)。
答案:1, U U α
α
μ
μ-≤<+∞-∞<≤即1U α
μ--∞<≤-
三、计算(5小题,共40分)
1、在图书馆的书架上按任意的次序摆上15本教科书,其中有5本是硬皮书,图书馆管理员随机地抽取3本,求至少有一本是硬皮书(事件A )的概率。
答案:由于()1(),P A P A =- 而
3
1031524
()91
C P A C ==
故2467()19191
P A =-= 2、设离散型随机变量ξ的可能取值为:5,6,7,⋯,
16
这十二个数字,且取每一个数字的概率均等,
试卷答案 第 4 页 (共 9 页)
试求:(1){8}P ξ>;(2){614}P ξ<≤;(3){10}P ξ≥
答案:ξ的分布律为{}1
,5,6,,1612P k k ξ===L
(1)()()()289163P P P ξξξ>==++==L (2)()()()26147143
P P P ξξξ<≤==++==L (3)()()()710101612P P P ξξξ≥==++==L
3、设(,)ξη的联合分布函数为
()()()11 00
,0
x y
e e x y F x y --⎧-->>⎪=⎨
⎪⎩其它
求ξ与η中至少有一个大于1的概率。
答案:1{1,1}P P ξη=-<<
=--=----11212
1
2
e e e c h
4、设随机变量ξ服从指数分布,其概率密度为
0()0
0x e x x x λλϕ-⎧>=⎨
≤⎩
其中0λ>是常数求:,()E D ξξ
答案:
1
1
|
x
x
x x
x
E x e
dx xde
xe
e
dx e
λλλλλξλλ
λ
+∞+∞
+∞
+∞
---+∞
--==-=-+=-=
⎰⎰
⎰ 222
2
x E x e dx λξλλ
+∞
-==
⎰
22222
2
11
()()()D E E ξξξλλλ
=-=
-=
5、设某种灯泡的使用寿命服从参数λ的指数分
试卷答案 第 5 页 (共 9 页)
布,今抽取20个灯泡测得使用寿命数据如下:(
单
位
:
小
时)20,25,39,52,69,105,136,150,280,300,330,420,460,510,630,180,200,230,828,1150,求λ的最大似然估计量。
答案:按1
ˆX λ= 116106305.32020
n i i X x ====∑
11
ˆ0.0033305.3
X λ
===
四、应用(2小题,共20分)
1、甲乙两人独立地向目标进行射击,甲的命中率为0.6,乙的命中率为0.4,两人各射2发,命中次数多的获胜,求乙胜甲的概率。
答案:分别用ξη,表示甲、乙的命中次数,则其分布律为
0.16
0120.48
0.36
ξ
p
0.36
0120.48
0.16
p
η
则所求事件为ηξ>
{}{}{}n 1,02,10.480.160.16(0.160.48)
P P P ηξηξηξ>===+=≤=⨯+⨯+
0.16 1.120.1792
=⨯=
试卷答案 第 6 页 (共 9 页)
2、在一次空战中,出现了50架轰炸机和100架歼击机,每架轰炸机受到二架歼击机的攻击,这样,空战分为50个由一架轰炸机和二架歼击机的小型空战,设在每个小型空战里,轰炸机被打下的概率为0.4,求空战里有不少于35%的轰炸机被打下的概率。
已知:0,1
0,1
0,1
(0.86)0.8051;(0.87)0.8078;(0.88)0.8133F F F ===
答案:设ξ表示被打下的轰炸机的个数 5035%17.517500.420,200.612np npq ⨯=>=⨯==⨯= 根据中心极限定理,
{1750}12
1212p p ξ<≤=<≤⎨⎩
200.8678.673.46p ξ-⎧⎫
=-<≤⎨⎬
⎩⎭
()()
0,10,18.670.867F F =--
()()
0,1110.867F =-- ()0,10.8670.806
F =≈。