大数定理和中心极限定理习题课
第五章_大数定律和中心极限定理 例题与解析

V 20 5 100 / 12 20
105 20 5 100 / 12 20
V 100 V 100 P 0 . 39 1 P 0 . 39 12 ) 20 12 ) 20 ( 10 ( 10
1 ( 0 . 39 ) 1 0 . 6517 0 . 3483
lim F n ( x ) F ( x )
W 则称{ F n ( x )} 弱收敛于F(x),记为 Fn ( x) F ( x)。 L { 称 }依分布收敛于,记为 。
n
n
n
定理5.2 (几种收敛之间的关系) P ,则 L 。 1. 若
n
L P 2. 设为常数,则 n 当且仅当 n 。 a.s. P n ,则 n 。 3. 若
设随机变量 1, 2, , n 相互独立且服从同一分布,且 具有相同的数学期望和方差:
E ( i ) ,D ( i ) , i 1,, , n , 2
2
则随机变量
n
i 1
n
i
n
n
n
L N ( 0, , 1)
即 n 的分布函数 F n ( x ) 对任何x满足
lim P (
n
n np
np (1 p )
x
x)
1 2
t
2
e
2
dt .
例2 (2002年数学四考研试题)
设随机变量 X 1, X 2, , X n 相互独立,S n
n
X i.
i 1
则根据列维-林德贝格中心极限定理,当n充分大时,S n 近似
《概率论与数理统计》典型例题 第四章 大数定律与中心极限定理

= 0.15,
µn 为
5000
户中收视
该节目的户数,所以可应用棣莫弗-拉普拉斯中心极限定理,即二项分布以正态 分布为极限定理。
解 : 设 µn 为 5000 户 中 收 视 该 节 目 的 户 数 , 则 µn ~ B(n, p) , 其 中
n = 5000, p = 0.15 。 由棣莫弗-拉普拉斯中心极限定理, µn − np 近似服从 np(1− p)
显然需用到前一不等式,则只需算出 E(X + Y ) 与 D(X + Y ) 即可。
解:由于 E(X + Y ) = 0 ,
D( X + Y ) = DX + DY + 2Cov( X , Y ) = DX + DY + 2ρ XY DX DY = 1+ 4 + 2×1× 2× (−0.5) = 3 ,
( D )服从同一离散型分布。
分析:林德伯格-列维中心极限定理要求的条件是 X 1, X 2,", X n,"相互独
立、同分布、方差存在,这时,当 n 充分大时, Sn 才近似服从正态分布。 根据 条件分析选项即可。
解:显然选项 A 与 B 不能保证 X 1, X 2 , ", X n 同分布,可排除。 选项 C 给出了指数分布,此时独立同分布显然满足,而且由于是指数分布, 方差肯定存在,故满足定理条件。 选项 D 只给出其离散型的描述,此时独立同分布显然满足。 但却不能保证 方差一定存在,因此也应排除。 故选 C 。 注:本例重在考察中心极限定理的条件。
P{ X
− EX
≥ ε}≤
E[g( X − EX )] 。 g(ε )
分析:证明的结论形式与切比雪夫不等式非常相似,利用切比雪夫不等式的 证明思想试试看。
大数定律与中心极限定理通用课件

01
中心极限定理
定义
中心极限定理:在大量独立同散布的 随机变量下,这些随机变量的平均值 的散布趋近于正态散布,即使这些随 机变量的散布本身并不一定是正态散 布。
中心极限定理是概率论和统计学中的 一个基本概念,它在许多领域都有广 泛的应用,如金融、生物、社会科学 等。
适用范围
中心极限定理适用于大量独立同散布的随机变量,这些随机变量的散布可以是任何散布,不一定是正 态散布。
实际应用案例
股票市场分析
总结词
股票市场分析
详细描述
大数定律和中心极限定理在股票市场分析中有着广泛的应用。股票价格的波动受到多种 因素的影响,包括市场情绪、公司事迹、宏观经济状况等。通过运用大数定律和中心极 限定理,投资者可以对股票价格进行概率分析和预测,从而做出更加理性的投资决策。
保险精算
总结词:保险精算
深化理论分析
虽然大数定律和中心极限定理已有较为完善的理论体系,但在某些特定场景下,其理论分析仍需进一步深化和完善。 例如,对于非独立同散布样本的情况,这两个定理的适用性和证明方法仍需进一步探讨和研究。
与其他理论的结合
大数定律和中心极限定理可以与其他概率论和统计学中的理论相结合,形成更为完善的理论体系。例如 ,可以与贝叶斯统计、马尔科夫链蒙特卡洛方法等理论相结合,用于解决更为复杂和实际的问题。
本课件采用了理论分析和实证研究相 结合的方法,对大数定律和中心极限 定理进行了深入探讨。通过分析大量 的实证数据,我们发现这两个定理在 许多实际场景中都得到了验证和应用 ,为相关领域的研究和实践提供了重 要的理论支持和实践指点。
未来研究方向
拓展应用领域
随着科技的发展和研究的深入,大数定律和中心极限定理的应用领域将不断拓展。例如,在人工智能和大数据领域, 这两个定理可以用于设计和优化算法,提高数据分析和预测的准确性和效率。
(完整版)大数定律和中心极限定理

第五章 大数定律和中心极限定理一、内容提要(一)切贝谢夫不等式 1. 切贝谢夫不等式的内容设随机变量X 具有有限的数学期望E (X )和方差D (X ),则对任何正数ε,下列不等式成立。
(){}()(){}().1,22εεεεX D X E X P X D X E X P -≤-≤≥-2. 切贝谢夫不等式的意义(1)只要知道随机变量X 的数学期望和方差(不须知道分布律),利用切贝谢夫不等式,就能够对事件(){}ε≥-X E X 的概率做出估计,这是它的最大优点,今后在理论推导及实际应用中都常用到切贝谢夫不等式。
(2)不足之处为要计算(){}ε≥-X E X P 的值时,切贝谢夫不等式就无能为力,只有知道分布密度或分布函数才能解决。
另外,利用本不等式估值时精确性也不够。
(3)当X 的方差D (X )越小时,(){}ε≥-X E X P 的值也越小,表明X 与E (X )有较大“偏差”的可能性也较小,显示出D (X )确是刻画X 与E (X )偏差程度的一个量。
(二)依概率收敛如果对于任何ε>0,事件{}ε a X n -的概率当n →∞时,趋于1,即{}1lim =-∞→ε a X P n n ,则称随机变量序列X 1,X 2,…,X n ,…当n →∞时依概率收敛于α。
(三)大数定律 1. 大数定律的内容(1)大数定律的一般提法若X 1,X 2,…,X n ,…是随机变量序列,如果存在一个常数序列α1,…,αn ,…,对任意ε>0,恒有11lim 1=⎭⎬⎫⎩⎨⎧-∑=∞→ε n i n i n a X n P , 则称序列{X n }服从大数定律(或大数法则)。
(2)切贝谢夫大数定律设随机变量X 1,X 2,…,X n ,…相互独立,分别有数学期望E(X i )和方差D(X i ),且它们的方差有公共上界C ,即()().,,,2,1, n i C X D i =≤则对于任意的ε>0,恒有()111lim 11=⎭⎬⎫⎩⎨⎧-∑∑==∞→ε n i ni i i n X E n X n P 。
大数定律和中心极限定理课件

中心极限定理可以帮助我们在不确定 的情况下做出决策。例如,通过模拟 大量可能的结果并计算其分布,可以 评估不同决策的风险和收益。
04
大数定律与中心极限定理的 关联与区别
关联性分析
大数定律和中心极限定理都是概率论中 的重要定理,它们在某些方面存在关联。
大数定律描述了在大量独立重复试验中, 大数定律是中心极限定理的一种特例, 某一事件的相对频率趋于该事件的概率, 当随机变量数量趋于无穷时,中心极限
而中心极限定理则说明无论独立随机变 定理可以看作是大数定律的一种推广。 量的分布是什么,它们的和或积的分布
都趋于正态分布。
差异性分析
大数定律和中心极限定理在适用范围和表现形式 上存在差异。
大数定律的结论是相对频率趋于概率,而中心极 限定理的结论是随机变量和的分布趋于正态分布。
大数定律适用于大量独立重复试验中某一事件的 相对频率,而中心极限定理则适用于独立随机变 量的和或积的分布。
02
中心极限定理
定义
• 中心极限定理:在大量独立同分布的随机变量下,这些随机变 量的平均值的分布趋近于正态分布,即无论这些随机变量的分 布是什么,只要样本量足够大,其平均值的分布都将呈现出正 态分布的特征。
适用范 围
中心极限定理适用于大量独立同分布的随机变量,这些随 机变量的分布可以是离散的也可以是连续的。
在金融领域,中心极限定理也被广泛应用。例如,股票价格的波动可以看作是大 量投资者决策的独立同分布的随机变量,因此股票价格的平均值(即指数)的分 布也呈现出正态分布的特征。
03
大数定律与中心极限定理的 应用
在统计学中的应用
样本均值和总体均值的近似
大数定律表明,当样本量足够大时,样本均值趋近于总体均值,这为统计学中的参数估计提供了基础。
概率论与数理统计第五章 大数定律及中心极限定理

概率论与数理统计作业班级 姓名 学号 任课教师第五章 大数定律及中心极限定理教学要求:一、了解大数定律的直观意义; 二、掌握Chebyshev 不等式;三、了解Chebyshev 大数定理和贝努里大数定理; 四、会用中心极限定理估算有关事件的概率.重点:中心极限定理.难点:切比雪夫不等式、大数定律、中心极限定理.综合练习题一、选择题1.设12,,,n X X X 是独立同分布的随机变量序列,且1,2,,i n = .令∑==ni i n X Y 1,1,2,,i n = ,()x Φ为标准正态分布函数,则()=⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧≤--∞→11lim p np np Y P n n (B ). (A )0 ; (B )()1Φ; (C )()11Φ-; (D )1.6 . 2.设()x Φ为标准正态分布函数,0,1,i A X A ⎧=⎨⎩事件不发生,事件发生,()100,,2,1 =i ,且()8.0=A P ,10021,,,X X X 相互独立.令∑==1001i i X Y ,则由中心极限定理知Y 的分布函数()y F 近似于(B ). (A )()y Φ; (B )⎪⎭⎫⎝⎛-Φ480y ; (C )()8016+Φy ; (D )()804+Φy .3.设随机变量 ,,,,21n X X X 相互独立,且i X () ,,,2,1n i =都服从参数为21的指数分布,则当n 充分大时,随机变量∑==ni i n X n Z 11的概率分布近似服从(B ).(A )()4,2N ; (B )⎪⎭⎫ ⎝⎛n N 4,2; (C )⎪⎭⎫⎝⎛n N 41,21; (D )()n n N 4,2. 二、填空题1.设随机变量 ,,,,21n X X X 相互独立且同分布,它们的期望为μ,方差为2σ,令∑==ni i n X n Z 11,则对任意正数ε,有{}=≤-∞→εμn n Z P lim 1 .2.设 ,,,,21n X X X 是独立同分布的随机变量序列,且具有相同数学期望和方差()μ=i X E ,()02>=σi X D ,() ,2,1=i , 则对任意实数x , =⎪⎪⎭⎪⎪⎬⎫⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧≤-∑=∞→x n n X P n i i n σμ1lim ()x Φ. 3.设()1-=X E ,()4=X D ,则由切比雪夫不等式估计概率{}42P X -<<≥95. 4.设随机变量[]1,0~U X ,由切比雪夫不等式可得≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥-3121X P 41. 5.设随机变量()2.0,100~B X ,应用中心极限定理可得{}≈≥30X P 0062.0.(其中()()9938.05.2=Φ)三、应用题1. 100台车床彼此独立地工作着,每台车床的实际工作时间占全部工作时间的80%, 求任一时刻有70至86台车床在工作的概率.解:设⎩⎨⎧=台车床没有工作第台车床正在工作第i i X i .0.1(100,,2,1 =i ),且()8.0,1~B X i ,则100台车床中在任一时刻正在工作的机床台数为10021X X X X +++= ,且()80=X E ,()16=X D ,(其中10021,,,X X X 独立同分布),于是由德莫弗-拉普拉斯中心极限定理近似可得()⎪⎪⎭⎫⎝⎛-≤-≤-=≤≤16808616801680708670X P X P()()()()927.015.25.15.25.1=-Φ+Φ=-Φ-Φ≈.2. 某计算机系统有120个终端,每个终端在1小时内平均有3分钟使用打印机,假定各终端使用打印机与否是相互独立的,求至少有10个终端同时使用打印机的概率.解:设,,0,1⎩⎨⎧=个终端没有使用打印机第个终端正在使用打印机第i i X i (120,,2,1 =i ),且()05.0,1~B X i ,则120个终端中同时使用打印机的台数为12021X X X X +++= ,且()6=X E ,()7.5=X D (其中12021,,,X X X 独立同分布),于是由德莫弗-拉普拉斯中心极限定理近似可得:()()⎪⎪⎭⎫⎝⎛-<--=<-=≥7.56107.56110110X P X P X P()0465.09535.0168.11=-=Φ-≈.3.设某产品的废品率为0.005,从这批产品中任取1000件,求其中废品率不大于0.007的概率.解:设1000件设产品的废品数为n μ,易知()005.0,1000~B n μ,则()()(),975.41,5=-===p np D np E n n μμ 相应的废品率为nnμ,()1000=n 由德莫弗-拉普拉斯中心极限定理知:当n 充分大时n μ近似地服从正态分布,于是由中心极限定理近似可得()⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛-≤-=≤=⎪⎭⎫⎝⎛≤975.457975.457007.0n n n P P n P μμμ()8159.09.0=Φ≈.4.在掷硬币的试验中,至少掷多少次,才能使正面出现的频率落在(0.4,0.6)区间的概率不小于0.9?解:设A n 表示n 次试验中正面出现的次数,;.0.1⎩⎨⎧=次试验中出现反面第次试验中出现正面第i i X i (n i ,,2,1 =),显然()5.0,~21n B X X X n n A +++= (其中n X X X ,,,21 独立同分布),()(),25.0,5.0n n D n n E A A ==于是正面出现的频率nn A应满足9.06.04.0≥⎪⎭⎫⎝⎛<<n n P A .从而由中心极限定理知:()n n n P n n P A A 6.04.06.04.0<<=⎪⎭⎫⎝⎛<<⎪⎪⎭⎫⎝⎛-<-<-=n n n n n n n n n P A 25.05.06.025.05.025.05.04.0()()()12.022.02.0-Φ=-Φ-Φ≈n n n , 要使9.06.04.0≥⎪⎭⎫⎝⎛<<n n P A ,只要()9.012.02≥-Φn ,即()95.02.0≥Φn .反查表可得65.12.0≥n ,即06.68≥n ,所以至少掷69次,才能使正面出现的频率落在(0.4,0.6)区间的概率不小于0.9.5.设一个系统由100个相互独立起作用的部件组成,每个部件损坏的概率为0.1,必须有85个以上的部件正常工作,才能保证系统正常运行,求整个系统正常工作的概率.解:设X 为100个相互独立的部件中正常工作的部件数,则()9.0,100~B X ,()()(),91.09.01001,909.0100=⨯⨯=-==⨯==p np X D np X E 整个系统正常工作的概率为()85>X P .由中心极限定理知:()()⎪⎪⎭⎫⎝⎛-≤--=≤-=>99085990185185X P X P X P9525.035351=⎪⎭⎫⎝⎛Φ=⎪⎭⎫ ⎝⎛-Φ-≈. 6.有一批建筑房屋用的木柱,其中80%的长度不小于3米,现从这批木材中随机抽取100根,问其中至少有30根短于3米的概率是多少?解:设X 为100根木柱中长度小于3米的根数,易知()2.0,100~B X ,()(),16,20==X D X E 则所求问题为()30≥X P ,由中心极限定理知:()()⎪⎪⎭⎫⎝⎛-<--=<-=≥1620301620130130X P X P X P()0062.09938.015.21=-=Φ-≈.7.某车间有同型号机床200台,它们独立地工作着,每台开动的概率均为0.7,开动时耗电均为1.5千瓦,问电厂至少要供给该车间多少电力,才能以99..5%的概率保证用电需要?解:设⎩⎨⎧=台机床没有工作第台机床正在工作第i i X i .0.1(200,,2,1 =i ),且()7.0,1~B X i ,记X 某时刻正在工作的机床数,则20021X X X X +++= ,()(),42,140==X D X E 于是某时刻该车间的耗电数为X Y 5.1=千瓦.设供给该车间的电力数为α千瓦,则问题要求是()995.0=≤αY P ,由德莫弗-拉普拉斯中心极限定理知:()()⎪⎭⎫ ⎝⎛≤=≤=≤5.15.1αααX P X P Y P995.0421405.1421405.142140=⎪⎪⎪⎪⎭⎫⎝⎛-Φ≈⎪⎪⎪⎪⎭⎫⎝⎛-≤-=ααX P , 查标准正态分布表,得58.2421405.1=-α,即 235=α.所以电厂至少要供给该车间235千瓦的电力,才能以%5.99的概率保证用电需要.。
概率论与数理统计(茆诗松)第二版课后第四章习题参考答案

第四章 大数定律与中心极限定理习题4.11. 如果X X Pn →,且Y X Pn →.试证:P {X = Y } = 1.证:因 | X − Y | = | −(X n − X ) + (X n − Y )| ≤ | X n − X | + | X n − Y |,对任意的ε > 0,有⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−+⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−≤≥−≤2||2||}|{|0εεεY X P X X P Y X P n n ,又因X X Pn →,且Y X Pn →,有02||lim =⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−+∞→εX X P n n ,02||lim =⎭⎫⎩⎨⎧≥−+∞→εY X P n n ,则P {| X − Y | ≥ ε} = 0,取k 1=ε,有01||=⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−k Y X P ,即11||=⎭⎬⎫⎩⎨⎧<−k Y X P , 故11||lim1||}{1=⎭⎬⎫⎩⎨⎧<−=⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎭⎬⎫⎩⎨⎧<−==+∞→+∞=k Y X P k Y X P Y X P k k I . 2. 如果X X Pn →,Y Y Pn →.试证:(1)Y X Y X Pn n +→+; (2)XY Y X Pn n →.证:(1)因 | (X n + Y n ) − (X + Y ) | = | (X n − X ) + (Y n − Y )| ≤ | X n − X | + | Y n − Y |,对任意的ε > 0,有⎭⎫⎩⎨⎧≥−+⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−≤≥+−+≤2||2||}|)()({|0εεεY Y P X X P Y X Y X P n n n n ,又因X X P n →,Y Y P n →,有02||lim =⎭⎫⎩⎨⎧≥−+∞→εX X P n n ,02||lim =⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−+∞→εY Y P n n ,故0}|)()({|lim =≥+−++∞→εY X Y X P n n n ,即Y X Y X Pn n +→+;(2)因 | X n Y n − XY | = | (X n − X )Y n + X (Y n − Y ) | ≤ | X n − X | ⋅ | Y n | + | X | ⋅ | Y n − Y |,对任意的ε > 0,有⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−⋅+⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥⋅−≤≥−≤2||||2||||}|{|0εεεY Y X P Y X X P XY Y X P n n n n n ,对任意的h > 0,存在M 1 > 0,使得4}|{|1h M X P <≥,存在M 2 > 0,使得8}|{|2hM Y P <≥, 存在N 1 > 0,当n > N 1时,8}1|{|h Y Y P n <≥−, 因| Y n | = | (Y n − Y ) + Y | ≤ | Y n − Y | + | Y |,有4}|{|}1|{|}1|{|22h M Y Y Y P M Y P n n <≥+≥−≤+≥, 存在N 2 > 0,当n > N 2时,4)1(2||2h M X X P n <⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≥−ε,当n > max{N 1, N 2}时,有244}1|{|)1(2||2||||22h h h M Y P M X X P Y X X P n n n n =+<+≥+⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≥−≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥⋅−εε,存在N 3 > 0,当n > N 3时,42||1hM Y Y P n <⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−ε,有244}|{|2||2||||11h h h M X P M Y Y P X Y Y P n n =+<≥+⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥⋅−εε,则对任意的h > 0,当n > max{N 1, N 2, N 3} 时,有h h h Y Y X P Y X X P XY Y X P n n n n n =+<⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−⋅+⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥⋅−≤≥−≤222||||2||||}|{|0εεε,故0}|{|lim =≥−+∞→εXY Y X P n n n ,即XY Y X Pn n →.3. 如果X X Pn →,g (x )是直线上的连续函数,试证:)()(X g X g Pn →. 证:对任意的h > 0,存在M > 0,使得4}|{|h M X P <≥, 存在N 1 > 0,当n > N 1时,4}1|{|h X X P n <≥−, 因| X n | = | (X n − X ) + X | ≤ | X n − X | + | X |,则244}|{|}1|{|}1|{|h h h M X P X X P M X P n n =+<≥+≥−≤+≥, 因g (x ) 是直线上的连续函数,有g (x ) 在闭区间 [− (M + 1), M + 1] 上连续,必一致连续, 对任意的ε > 0,存在δ > 0,当 | x − y | < δ 时,有 | g (x ) − g ( y ) | < ε ,存在N 2 > 0,当n > N 2时,4}|{|hX X P n <≥−δ,则对任意的h > 0,当n > max{N 1, N 2} 时,有{}}|{|}1|{|}|{|}|)()({|0M X M X X X P X g X g P n n n ≥+≥≥−≤≥−≤U U δεh hh h M X P M X P X X P n n =++<≥++≥+≥−≤424}|{|}1|{|}|{|δ, 故0}|)()({|lim =≥−+∞→εX g X g P n n ,即)()(X g X g Pn →.4. 如果a X P n →,则对任意常数c ,有ca cX Pn →. 证:当c = 0时,有c X n = 0,ca = 0,显然ca cX Pn →;当c ≠ 0时,对任意的ε > 0,有0||||lim =⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥−+∞→c a X P n n ε, 故0}|{|lim =≥−+∞→εca cX P n n ,即ca cX Pn →.5. 试证:X X P n →的充要条件为:n → +∞ 时,有0||1||→⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−+−XX X X E n n .证:以连续随机变量为例进行证明,设X n − X 的密度函数为p ( y ),必要性:设X X Pn →,对任意的ε > 0,都有0}|{|lim =≥−+∞→εX X P n n ,对012>+εε,存在N > 0,当n > N 时,εεε+<≥−1}|{|2X X P n , 则∫∫∫≥<∞+∞−+++=+=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−+−εε||||)(||1||)(||1||)(||1||||1||y y n n dy y p y y dy y p y y dy y p y y XX X X E εεεεεεεεεεεεε=+++<≥−+<−+=++≤∫∫≥<11}|{|}|{|1)()(12||||X X P X X P dy y p dy y p n n y y ,故n → +∞ 时,有0||1||→⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−+−XX X X E n n ; 充分性:设n → +∞ 时,有0||1||→⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−+−XX X X E n n , 因∫∫∫≥≥≥++≤++==≥−εεεεεεεεεε||||||)(||1||1)(11)(}|{|y y y n dy y p y y dy y p dy y p X X P ⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−+−+=++≤∫∞+∞−||1||1)(||1||1X X X X E dy y p y y n n εεεε, 故0}|{|lim =≥−+∞→εX X P n n ,即X X Pn →.6. 设D (x )为退化分布:⎩⎨⎧≥<=.0,1;0,0)(x x x D试问下列分布函数列的极限函数是否仍是分布函数?(其中n = 1, 2, ….)(1){D (x + n )}; (2){D (x + 1/n )}; (3){D (x − 1/n )}.解:(1)对任意实数x ,当n > −x 时,有x + n > 0,D (x + n ) = 1,即1)(lim =++∞→n x D n ,则 {D (x + n )} 的极限函数是常量函数f (x ) = 1,有f (−∞) = 1 ≠ 0,故 {D (x + n )} 的极限函数不是分布函数; (2)若x ≥ 0,有01>+n x ,11=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+n x D ,即11lim =⎟⎠⎞⎜⎝⎛++∞→n x D n ,若x < 0,当x n 1−>时,有01<+n x ,01=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+n x D ,即01lim =⎟⎠⎞⎜⎝⎛++∞→n x D n ,则⎩⎨⎧≥<=⎟⎠⎞⎜⎝⎛++∞→.0,1;0,01lim x x n x D n 这是在0点处单点分布的分布函数,满足分布函数的基本性质,故⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎟⎠⎞⎜⎝⎛+n x D 1的极限函数是分布函数;(3)若x ≤ 0,有01<−n x ,01=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−n x D ,即01lim =⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+∞→n x D n ,若x > 0,当x n 1>时,有01>−n x ,11=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−n x D ,即11lim =⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+∞→n x D n ,则⎩⎨⎧>≤=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+∞→.0,1;0,01lim x x n x D n 在x = 0处不是右连续,故⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎟⎠⎞⎜⎝⎛−n x D 1的极限函数不是分布函数.7. 设分布函数列 {F n (x )} 弱收敛于连续的分布函数F (x ),试证:{F n (x )} 在 (−∞, +∞) 上一致收敛于分布函数F (x ). 证:因F (x ) 为连续的分布函数,有F (−∞) = 0,F (+∞) = 1,对任意的ε > 0,取正整数ε2>k ,则存在分点x 1 < x 2 < … < x k −1,使得1,,2,1,)(−==k i kix F i L ,并取x 0 = −∞,x k = +∞, 可得k k i k x F x F i i ,1,,2,1,21)()(1−=<=−−L ε, 因 {F n (x )} 弱收敛于F (x ),且F (x ) 连续,有 {F n (x )} 在每一点处都收敛于F (x ),则存在N > 0,当n > N 时,1,,2,1,2|)()(|−=<−k i x F x F i i n L ε,且显然有20|)()(|00ε<=−x F x F n ,20|)()(|ε<=−k k n x F x F ,对任意实数x ,必存在j ,1 ≤ j ≤ k ,有x j −1 ≤ x < x j ,因2)()()()(2)(11εε+<≤≤<−−−j j n n j n j x F x F x F x F x F ,则εεεε−=−−>−−>−−222)()()()(1x F x F x F x F j n ,且εεεε=+<+−<−222)()()()(x F x F x F x F j n ,即对任意的ε > 0和任意实数x ,总存在N > 0,当n > N 时,都有 | F n (x ) − F (x ) | < ε , 故 {F n (x )} 在 (−∞, +∞) 上一致收敛于分布函数F (x ).8. 如果X X Ln →,且数列a n → a ,b n → b .试证:b aX b X a Ln n n +→+. 证:设y 0是F aX + b ( y ) 的任一连续点,则对任意的ε > 0,存在h > 0,当 | y − y 0 | < h 时,4|)()(|0ε<−++y F y F b aX b aX ,又设y 是满足 | y − y 0 | < h 的F aX + b ( y ) 的任一连续点,因⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=⎭⎬⎫⎩⎨⎧−≤=≤+=+a b y F a b y X P y b aX P y F X b aX }{)(,有a b y x −=是F X (x )的连续点,且X X L n→, 有)()(lim x F x F X X n n =+∞→,存在N 1,当n > N 1时,4|)()(|ε<−x F x F X X n ,即4|)()(|ε<−++y F y F b aX b aX n ,则当n > N 1且 | y − y 0 | < h 时,2|)()(||)()(||)()(|00ε<−+−≤−++++++y F y F y F y F y F y F b aX b aX b aX b aX b aX b aX n n , 因X 的分布函数F X (x ) 满足F X (−∞) = 0,F X (+∞) = 1,F X (x ) 单调不减且几乎处处连续, 存在M ,使得F X (x ) 在x = ± M 处连续,且41)(ε−>M F X ,4)(ε<−M F X ,因X X Ln →,有41)()(lim ε−>=+∞→M F M F X X n n ,4)()(lim ε<−=−+∞→M F M F X X n n ,则存在N 2,当n > N 2时,41)(ε−>M F n X ,4)(ε<−M F n X ,可得2)(1)(}|{|ε<−+−=>M F M F M X P n n X X n ,因数列a n → a ,b n → b ,存在N 3,当n > N 3时,M h a a n 4||<−,4||h b b n <−, 可得当n > max{N 2, N 3}时,⎭⎫⎩⎨⎧>−+−=⎭⎬⎫⎩⎨⎧>+−+2|)()(|2|)()(|h b b X a a P h b aX b X a P n n n n n n n2}|{|24||42||||||ε<>=⎭⎬⎫⎩⎨⎧>+⋅≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−+⋅−≤M X P h h X M hP h b b X a a P nn n n n , 则⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎭⎬⎫⎩⎨⎧>+−+⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤+≤≤+=+2|)()(|2}{)(000h b aX b X a h y b aX P y b X a P y F n n n n n n n n b X a n n n U222|)()(|200ε+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<⎭⎬⎫⎩⎨⎧>+−++⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤+≤+h y F h b aX b X a P h y b aX P b aX n n n n n n , 且⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎭⎬⎫⎩⎨⎧>+−+≤+≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧−≤+=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+2|)()(|}{22000h b aX b X a y b X a P h y b aX P h y F n n n n n n n n b aX n U2)(2|)()(|}{00ε+<⎭⎬⎫⎩⎨⎧>+−++≤+≤+y F h b aX b X a P y b X a P n n n b X a n n n n n n n , 即22)(22000εε+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<<−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+++h y F y F h y F b aX b X a b aX n n n n n ,因当n > N 1且 | y − y 0 | < h 时,2)()(2)(00εε+<<−+++y F y F y F b aX b aX b aX n ,在区间⎟⎠⎞⎜⎝⎛++h y h y 00,2取F aX + b ( y ) 的任一连续点y 1,满足 | y 1 − y 0 | < h ,当n > max{N 1, N 2, N 3}时,εεε+<+≤+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<++++)(2)(22)(0100y F y F h y F y F b aX b aX b aX b X a n n n n n ,在区间⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−2,00h y h y 取F aX + b ( y ) 的任一连续点y 2,满足 | y 2 − y 0 | < h ,当n > max{N 1, N 2, N 3}时,εεε−>−≥−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−>++++)(2)(22)(0200y F y F h y F y F b aX b aX b aX b X a n n n n n ,即对于F aX + b ( y ) 的任一连续点y 0,当n > max{N 1, N 2, N 3}时,ε<−++|)()(|00y F y F b aX b X a n n n , 故)()(y F y F b aX Wb X a n n n ++→,b aX b X a Ln n n +→+. 9. 如果X X Ln →,a Y Pn →,试证:a X Y X Ln n +→+. 证:设y 0是F X + a ( y ) 的任一连续点,则对任意的ε > 0,存在h > 0,当 | y − y 0 | < h 时,4|)()(|0ε<−++y F y F a X a X ,又设y 是满足 | y − y 0 | < h 的F X + a ( y )的任一连续点,因F X + a ( y ) = P {X + a ≤ y } = P {X ≤ y − a } = F X ( y − a ),有x = y − a 是F X (x )的连续点,且X X Ln →, 有)()(lim x F x F X X n n =+∞→,存在N 1,当n > N 1时,4|)()(|ε<−x F x F X X n ,即4|)()(|ε<−++y F y F a X a X n , 则当n > N 1且 | y − y 0 | < h 时,2|)()(||)()(||)()(|00ε<−+−≤−++++++y F y F y F y F y F y F a X a X a X a X a X a X n n ,因a Y Pn →,有02||lim =⎭⎫⎩⎨⎧>−+∞→h a Y P n n ,存在N 2,当n > N 2时,22||ε<⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−h a Y P n , 则⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎭⎫⎩⎨⎧>−⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤+≤≤+=+2||2}{)(000h a Y h y a X P y Y X P y F n n n n Y X n n U222||200ε+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−+⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤+≤+h y F h a Y P h y a X P a X n n n , 且⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎭⎫⎩⎨⎧>−≤+≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧−≤+=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+2||}{22000h a Y y Y X P h y a X P h y F n n n n a X n U2)(2||}{00ε+<⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−+≤+≤+y F h a Y P y Y X P n n Y X n n n , 即22)(22000εε+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<<−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+++h y F y F h y F a X Y X a X n n n n ,因当n > N 1且 | y − y 0 | < h 时,2)()(2)(00εε+<<−+++y F y F y F a X a X a X n ,在区间⎟⎠⎞⎜⎝⎛++h y h y 00,2取F X + a ( y ) 的任一连续点y 1,满足 | y 1 − y 0 | < h ,当n > max{N 1, N 2}时,εεε+<+≤+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<++++)(2)(22)(0100y F y F h y F y F a X a X a X Y X n n n n ,在区间⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−2,00h y h y 取F X + a ( y ) 的任一连续点y 2,满足 | y 2 − y 0 | < h ,当n > max{N 1, N 2}时,εεε−>−≥−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−>++++)(2)(22)(0200y F y F h y F y F a X a X a X Y X n n n n ,即对于F X + a ( y ) 的任一连续点y 0,当n > max{N 1, N 2}时,ε<−++|)()(|00y F y F a X Y X n n , 故)()(y F y F a X WY X n n ++→,a X Y X Ln n +→+. 10.如果X X Ln →,0Pn Y →,试证:0Pn n Y X →.证:因X 的分布函数F X (x ) 满足F X (−∞) = 0,F X (+∞) = 1,F X (x ) 单调不减且几乎处处连续,则对任意的h > 0,存在M ,使得F X (x ) 在x = ± M 处连续,且41)(h M F X −>,4)(hM F X <−, 因X X L n →,有41)()(lim h M F M F X X n n −>=+∞→,4)()(lim h M F M F X X n n <−=−+∞→,则存在N 1,当n > N 1时,41)(h M F n X −>,4)(hM F n X <−,可得2)(1)(}|{|hM F M F M X P n n X X n <−+−=>,因0Pn Y →,对任意的ε > 0,有0||lim =⎭⎬⎫⎩⎨⎧>+∞→M Y P n n ε,存在N 2,当n > N 2时,2||h M Y P n <⎭⎬⎫⎩⎨⎧>ε, 则当n > max{N 1, N 2}时,有h M Y P M X P M Y M X P Y X P n n n n n n <⎭⎬⎫⎩⎨⎧>+>≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎭⎬⎫⎩⎨⎧>>≤>εεε||}|{|||}|{|}|{|U ,故0}|{|lim =>+∞→εn n n Y X P ,即0Pn n Y X →.11.如果X X Ln →,a Y Pn →,且Y n ≠ 0,常数a ≠ 0,试证:aXY X L n n →. 证:设y 0是F X / a ( y ) 的任一连续点,则对任意的ε > 0,存在h > 0,当 | y − y 0 | < h 时,4|)()(|0//ε<−y F y F a X a X ,又设y 是满足 | y − y 0 | < h 的F X / a ( y ) 的任一连续点,因)(}{)(/ay F ay X P y a X P y F X a X =≤=⎭⎬⎫⎩⎨⎧≤=,有x = ay 是F X (x )的连续点,且X X Ln →,有)()(lim x F x F X X n n =+∞→,存在N 1,当n > N 1时,4|)()(|ε<−x F x F X X n ,即4|)()(|//ε<−y F y F a X a X n ,则当n > N 1且 | y − y 0 | < h 时,2|)()(||)()(||)()(|0////0//ε<−+−≤−y F y F y F y F y F y F a X a X a X a X a X a X n n ,因X 的分布函数F X (x )满足F X (−∞) = 0,F X (+∞) = 1,F X (x )单调不减且几乎处处连续,存在M ,使得F X (x ) 在x = ± M 处连续,且121)(ε−>M F X ,12)(ε<−M F X ,因X X Ln →,有121)()(lim ε−>=+∞→M F M F X X n n ,12)()(lim ε<−=−+∞→M F M F X X n n ,则存在N 2,当n > N 2时,121)(ε−>M F n X ,12)(ε<−M F n X ,可得6)(1)(}|{|ε<−+−=>M F M F M X P n n X X n ,因0≠→a Y Pn ,有02||lim =⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−+∞→h a Y P n n ,存在N 3 > 0,当n > N 3时,62||||ε<⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−a a Y P n ,有62||||ε<⎭⎬⎫⎩⎨⎧<a Y P n ,且64||2ε<⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−M h a a Y P n , 可得当n > max{N 1, N 2, N 3}时,⎭⎬⎫⎩⎨⎧>⋅−⋅=⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧>−=⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧>−2||||||||2)(2h Y a a Y X P h aY Y a X P h a X Y X P n n n n n n n n n ⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧⎭⎬⎫⎩⎨⎧<⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−>≤2||||4||}|{|2a Y M h a a Y M X P n n n U U22||||4||}|{|2ε<⎭⎬⎫⎩⎨⎧<+⎭⎬⎫⎩⎨⎧>−+>≤a Y P M h a a Y P M X P n n n ,则⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧⎪⎭⎪⎫⎪⎩⎪⎨⎧>−⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧≤=22)(000/h a X Y X h y a XP y Y X P y F n n n n n n Y X n n U22220/0ε+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧>−+⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤≤h y F h a X Y X P h y a X P a X n n n n n ,且⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧>−⎭⎬⎫⎩⎨⎧≤≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧−≤=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−222000/h a X Y X y Y X P h y a X P h y F n n n nn n a X n U2)(20/0ε+<⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧>−+⎭⎬⎫⎩⎨⎧≤≤y F h a X Y X P y Y X P n n Y X n n n n n ,即22)(220/0/0/εε+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<<−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−h y F y F h y F a X Y X a X n n n n ,因当n > N 1且 | y − y 0 | < h 时,2)()(2)(0//0/εε+<<−y F y F y F a X a X a X n ,在区间⎟⎠⎞⎜⎝⎛++h y h y 00,2取F X / a ( y ) 的任一连续点y 1,满足 | y 1 − y 0 | < h ,当n > max{N 1, N 2, N 3}时,εεε+<+≤+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+<)(2)(22)(0/1/0/0/y F y F h y F y F a X a X a X Y X n n n n ,在区间⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−2,00h y h y 取F X / a ( y ) 的任一连续点y 2,满足 | y 2 − y 0 | < h ,当n > max{N 1, N 2, N 3}时,εεε−>−≥−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−>)(2)(22)(0/2/0/0/y F y F h y F y F a X a X a X Y X n n n n ,即对于F X / a ( y ) 的任一连续点y 0,当n > max{N 1, N 2, N 3}时,ε<−|)()(|0/0/y F y F a X Y X n n ,故)()(//y F y F a X WY X n n →,aX Y X L n n →. 12.设随机变量X n 服从柯西分布,其密度函数为+∞<<∞−+=x x n nx p n ,)1π()(22.试证:0Pn X →.证:对任意的ε > 0,)arctan(π2)arctan(π1)1π(}|{|22εεεεεεn nx dx x n n X P n ==+=<−−∫, 则12ππ2)arctan(lim π2}|0{|lim =⋅==<−+∞→+∞→εεn X P n n n , 故0Pn X →.13.设随机变量序列{X n }独立同分布,其密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<=.,0;0,1)(其他ββx x p其中常数β > 0,令Y n = max{X 1, X 2, …, X n },试证:βPn Y →.证:对任意的ε > 0,P {| Y n − β | < ε} = P {β − ε < Y n < β + ε} = P {max{X 1, X 2, …, X n } > β − ε}= 1 − P {max{X 1, X 2, …, X n } ≤ β − ε} = 1 − P {X 1 ≤ β − ε} P {X 2 ≤ β − ε} … P {X n ≤ β − ε}n⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−=βεβ1, 则11lim }|{|lim =⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎣⎡⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−=<−+∞→+∞→nn n n Y P βεβεβ, 故βPn Y →.14.设随机变量序列{X n }独立同分布,其密度函数为⎩⎨⎧<≥=−−.,0;,e )()(a x a x x p a x 其中Y n = min{X 1, X 2, …, X n },试证:a Y Pn →.证:对任意的ε > 0,P {| Y n − a | < ε} = P {a − ε < Y n < a + ε} = P {min{X 1, X 2, …, X n } < a + ε}= 1 − P {min{X 1, X 2, …, X n } ≥ a + ε} = 1 − P {X 1 ≥ a + ε} P {X 2 ≥ a + ε} … P {X n ≥ a + ε}εεεn na a x n a a x dx −∞++−−∞++−−−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=∫e 1e 1e 1)()(, 则1)e 1(lim }|{|lim =−=<−−+∞→+∞→εεn n n n a Y P ,故a Y Pn →.15.设随机变量序列{X n }独立同分布,且X i ~ U(0, 1).令nni i n X Y 11⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=∏=,试证明:c Y P n →,其中c 为常数,并求出c .证:设∑∏===⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==n i i n i i n n X n X n Y Z 11ln 1ln 1ln ,因X i ~ U (0, 1), 则1)ln (ln )(ln 101−=−==∫x x x xdx X E i ,2)2ln 2ln (ln )(ln 12122=+−==∫x x x x x xdx X E i ,1)](ln [)(ln )Var(ln 22=−=i i i X E X E X , 可得1)(ln 1)(1−==∑=n i i n X E n Z E ,n X nZ ni in 1)Var(ln 1)Var(12==∑=,由切比雪夫不等式,可得对任意的ε > 0,221)Var(}|)({|εεεn Z Z E Z P n n n =≤≥−,则01lim }|)({|lim 02=≤≥−≤+∞→+∞→εεn Z E Z P n n n n ,即0}|)({|lim =≥−+∞→εn n n Z E Z P ,1)(−=→n P n Z E Z ,因n Z n Y e =,且函数e x 是直线上的连续函数,根据本节第3题的结论,可得1e e −→=PZ n n Y , 故c Y Pn →,其中1e −=c 为常数.16.设分布函数列{F n (x )}弱收敛于分布函数F (x ),且F n (x ) 和F (x ) 都是连续、严格单调函数,又设 ξ 服从(0, 1)上的均匀分布,试证:)()(11ξξ−−→F F Pn. 证:因F (x ) 为连续的分布函数,有F (−∞) = 0,F (+∞) = 1,则对任意的h > 0,存在M > 0,使得21)(h M F −>,2)(h M F <−, 因F (x ) 是连续、严格单调函数,有F −1( y ) 也是连续、严格单调函数, 可得F −1( y ) 在区间 [F (− M − 1), F (M + 1)] 上一致连续, 对任意的ε > 0,存在δ > 0,当y , y * ∈ [F (− M − 1), F (M + 1)] 且 | y − y * | < δ 时,| F −1( y ) − F −1( y *) | < ε, 设y * 是 [F (−M ), F (M )] 中任一点,记x * = F −1( y *),有x * ∈ [−M , M ],不妨设0 < ε < 1, 则对任意的x 若满足 ε≥−|*|x x ,就有 δ≥−|*)(|y x F ,根据本节第7题的结论知,{F n (x )} 在 (−∞, +∞) 上一致收敛于分布函数F (x ), 则对δ > 0和任意实数x ,总存在N > 0,当n > N 时,都有 | F n (x ) − F (x ) | < δ, 因当n > N 时,δ<−|)()(|x F x F n 且δ≥−|*(|y x F ,有*)(y x F n ≠,即*)(1y F x n −≠, 则对任意的0 < ε < 1,当n > N 时,*)(1y F n −满足ε<−=−−−−|*)(*)(||**)(|111y F y F x y F n n , 可得对任意的0 < ε < 1,当n > N 时,h M F M F P F F P n −>−∈≥<−−−1)]}(),([{}|)()({|11ξεξξ由h 的任意性可知1}|)()({|lim 11=<−−−+∞→εξξF F P n n ,故)()(11ξξ−−→F F Pn.17.设随机变量序列{X n }独立同分布,数学期望、方差均存在,且E (X n ) = µ,试证:µP n k k X k n n →⋅+∑=1)1(2.证:令∑=⋅+=nk k n X k n n Y 1)1(2,并设Var (X n ) = σ 2, 因µµµ=+⋅+=+=∑=)1(21)1(2)1(2)(1n n n n k n n Y E nk n , 且222212222)1(324)12)(1(61)1(4)1(4)Var(σσσ++=++⋅+=+=∑=n n n n n n n n k n n Y nk n , 则由切比雪夫不等式可得,对任意的ε > 0,222)1(3241)Var(1}|{|1σεεεµ++−=−≥<−≥n n n Y Y P n n , 因1)1(3241lim 22=⎥⎦⎤⎢⎣⎡++−+∞→σεn n n n ,由夹逼准则可得1}|{|lim =<−+∞→εµn n Y P , 故µP n k kn X k n n Y →⋅+=∑=1)1(2. 18.设随机变量序列{X n }独立同分布,数学期望、方差均存在,且E (X n ) = 0,Var (X n ) = σ 2.试证:E (X n ) = 0,Var (X n ) = σ 2.试证:2121σP n k k X n →∑=. 注:此题与第19题应放在习题4.3中,需用到4.3节介绍的辛钦大数定律.证:因随机变量序列}{2n X 独立同分布,且222)]([)Var()(σ=+=n n n X E X X E 存在,故}{2nX 满足辛钦大数定律条件,}{2nX 服从大数定律,即2121σP n k k X n →∑=.19.设随机变量序列{X n }独立同分布,且Var (X n ) = σ 2存在,令∑==n i i X n X 11,∑=−=n i i n X X n S 122)(1.试证:22σPnS →.证:2122112122122121)2(1)(1X X n X n X X X n X X X X n X X n S n i i ni i n i i n i i i n i i n−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+−=+−=−=∑∑∑∑∑=====,设E(X n ) = µ,{X n }满足辛钦大数定律条件,{X n }服从大数定律,即µP nk k X n X →=∑=11,则根据本节第2题第(2)小问的结论知,22µPX →,因随机变量序列}{2n X 独立同分布,且2222)]([)Var()(µσ+=+=n n n X E X X E 存在,则}{2nX 满足辛钦大数定律条件,}{2nX 服从大数定律,即22121µσ+→∑=P n k k X n ,故根据本节第2题第(1)小问的结论知,22222122)(1σµµσ=−+→−=∑=P n i i nX X n S .20.将n 个编号为1至n 的球放入n 个编号为1至n 的盒子中,每个盒子只能放一个球,记⎩⎨⎧=.,0;,1反之的盒子的球放入编号为编号为i i X i 且∑==ni i n X S 1,试证明:0)(Pn n n S E S →−. 证:因n X P i 1}1{==,nX P i 11}0{−==,且i ≠ j 时,)1(1}1{−==n n X X P j i ,)1(11}0{−−==n n X X P j i , 则n X E i 1)(=,⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=n n X i 111)Var(, 且i ≠ j 时,)1(1)(−=n n X X E j i ,)1(11)1(1)()()(),Cov(22−=−−=−=n n n n n X E X E X X E X X j i j i j i , 有1)()(1==∑=ni i n X E S E ,1)1(1)1(11),Cov(2)Var()Var(211=−⋅−+−=+=∑∑≤<≤=n n n n n X X X S nj i j i ni i n , 可得0)]()([1)(=−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−n n n n S E S E n n S E S E ,221)Var(1)(Var n S n n S E S n n n ==⎥⎦⎤⎢⎣⎡−, 由切比雪夫不等式,可得对任意的ε > 0,2221)(Var 1)()(εεεn n S E S n S E S E n S E S P n n n n n n =⎥⎦⎤⎢⎣⎡−≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−−, 则01lim )()(lim 022=≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−−≤+∞→+∞→εεn n S E S E n S E S P n n n n n n , 故0)(Pn n nS E S →−.习题4.21. 设离散随机变量X 的分布列如下,试求X 的特征函数.1.02.03.04.03210PX解:特征函数ϕ (t ) = e it ⋅ 0 × 0.4 + e it ⋅ 1 × 0.3 + e it ⋅ 2 × 0.2 + e it ⋅ 3 × 0.1 = 0.4 + 0.3 e it + 0.2 e 2it + 0.1 e 3it .2. 设离散随机变量X 服从几何分布P {X = k } = (1 − p ) k − 1 p , k = 1, 2, … .试求X 的特征函数.并以此求E (X ) 和Var (X ). 解:特征函数ititk k ititk k itk p p p p p p t e)1(1e )]1([ee)1(e )(1111−−=−=−⋅=∑∑+∞=−+∞=−ϕ; 因22]e )1(1[e ]e )1(1[]e )1([e ]e )1(1[e )(it it it it it it it p ip p i p p p i p t −−=−−⋅−−⋅−−−⋅⋅=′ϕ,有)()0(2X iE pip ip ===′ϕ,故pX E 1)(=; 因332]e )1(1[]e )1(1[e ]e )1([]e )1(1[e 2]e )1(1[e )(it it it itit itit itp p p i p p ip p i ip t −−−+−=⋅−−⋅−−−−−⋅⋅=′′−−ϕ, 有)(2)2()0(2223X E i pp p p p =−−=−−=′′ϕ,可得222)(p p X E −=, 故222112)Var(p pp p p X −=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−=. 3. 设离散随机变量X 服从巴斯卡分布rk r p p r k k X P −−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−==)1(11}{,k = r , r + 1, …试求X 的特征函数.解:特征函数∑∑+∞=−−+∞=−−+−−−=−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=r k r k it r k itr r r k r k r itkp r k k r p p p r k t )(e)1)(1()1()!1(e )1(11e )(L ϕ ∑∑+∞=−=−−−+∞=−=−−=+−−−=r k p x r k r r it rk p x r k r it ititdx x d r p x r k k r p e )1(111e )1()()!1()e ()1()1()!1()e (L itit it p x r r it p x r r r it p x k k r r r it x r r p x dx d r p x dx d r p e )1(e )1(11e )1(1111)1()!1()!1()e (11)!1()e ()!1()e (−=−=−−−=+∞=−−−−−⋅−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⋅−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅−=∑rit itr it r it p p p p ⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−=−−=e )1(1e ]e )1(1[)e (. 4. 求下列分布函数的特征函数,并由特征函数求其数学期望和方差.(1))0(,e 2)(||1>=∫∞−−a dt a x F x t a ; (2))0(,1π)(222>+=∫∞−a dt at a x F x . 解:(1)因密度函数||11e 2)()(x a ax F x p −=′=,故⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎣⎡−++=⎥⎦⎤⎢⎣⎡+=⋅=+∞−∞−+∞+−∞−+∞+∞−−∫∫∫0)(0)(0)(0)(||1e e 2e e 2ee 2)(ait a it a dx dx a dx a t x a it x a it x a it x a it x a itx ϕ 222112at a a it a it a +=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−+=; 因222222221)(22)()(a t ta t a t a t +−=⋅+−=′ϕ,有)(0)0(1X iE ==′ϕ, 故E (X ) = 0;因32242242222222221)(26)(2)(22)(2)(a t a t a a t t a t t a a t a t +−=+⋅+⋅−+⋅−=′′ϕ, 有)(22)0(222641X E i a a a =−=−=′′ϕ,可得222)(a X E =, 故222202)Var(aa X =−=;(2)因密度函数22221π)()(ax a x F x p +⋅=′=, 则∫+∞∞−+⋅=dx a x a t itx 2221e π)(ϕ, 由第(1)小题的结论知∫∞+∞−=+=dx x p a t a t itx )(e )(12221ϕ,根据逆转公式,可得∫∫∞+∞−−∞+∞−−−+⋅===dt at a dt t a x p itx itx x a 2221||1e π21)(e π21e 2)(ϕ, 可得||||222e πe 2π21e y a y a itya a a dt a t −−−+∞∞−=⋅=+⋅∫, 故||||222e e ππ1e π)(t a t a itx a a dx ax a t −−+∞∞−=⋅=+⋅=∫ϕ; 因⎩⎨⎧>−<=′−,0,e ,0,e )(2t a t a t atat ϕ 有a a −=+′≠=−′)00()00(22ϕϕ,即)0(2ϕ′不存在, 故E (X ) 不存在,Var (X ) 也不存在.5. 设X ~ N (µ, σ 2),试用特征函数的方法求X 的3阶及4阶中心矩. 解:因X ~ N (µ, σ 2),有X 的特征函数是222e)(t t i t σµϕ−=,则)(e)(2222t i t t t i σµϕσµ−⋅=′−,)(e)(e )(222222222σσµϕσµσµ−⋅+−⋅=′′−−t t i t t i t i t ,因)()(3e)(e)(2223222222σσµσµϕσµσµ−⋅−⋅+−⋅=′′′−−t i t i t t t i t t i ,有ϕ″′(0) = e 0 ⋅ (i µ )3 + e 0 ⋅ 3i µ ⋅ (−σ 2) = − i µ 3 − 3i µσ 2 = i 3E (X 3) = − i E (X 3), 故E (X 3) = µ 3 + 3µσ 2; 又因2222222422)4()(3e)()(6e)(e)(222222σσσµσµϕσµσµσµ−⋅+−⋅−⋅+−⋅=−−−t t i t t i t t i t i t i t ,有ϕ (4)(0) = e 0 ⋅ (i µ )4 + e 0 ⋅ 6(i µ)2 ⋅ (−σ 2) + e 0 ⋅ 3σ 4 = µ 4 + 6µ 2σ 2 + 3σ 4 = i 4E (X 4) = E (X 4), 故E (X 4) = µ 4 + 6µ 2σ 2 + 3σ 4.6. 试用特征函数的方法证明二项分布的可加性:若X ~ b (n , p ),Y ~ b (m , p ),且X 与Y 独立,则X + Y ~ b (n + m , p ).证:因X ~ b (n , p ),Y ~ b (m , p ),且X 与Y 独立,有X 与Y 的特征函数分别为ϕ X (t ) = ( p e it + 1 − p ) n ,ϕ Y (t ) = ( p e it + 1 − p ) m , 则X + Y 的特征函数为ϕ X + Y (t ) = ϕ X (t ) ⋅ϕ Y (t ) = ( p e it + 1 − p ) n + m ,这是二项分布b (n + m , p )的特征函数, 故根据特征函数的唯一性定理知X + Y ~ b (n + m , p ).7. 试用特征函数的方法证明泊松分布的可加性:若X ~ P (λ1),Y ~ P (λ2),且X 与Y 独立,则X + Y ~ P (λ1 + λ2).证:因X ~ P (λ1),Y ~ P (λ2),且X 与Y 独立,有X 与Y 的特征函数分别为)1(e1e )(−=itt X λϕ,)1(e2e )(−=itt Y λϕ,则X + Y 的特征函数为)1)(e(21e )()()(−++==itt t t Y X Y X λλϕϕϕ,这是泊松分布P (λ1 + λ2)的特征函数,故根据特征函数的唯一性定理知X + Y ~ P (λ1 + λ2).8. 试用特征函数的方法证明伽马分布的可加性:若X ~ Ga (α1, λ),Y ~ Ga (α2, λ),且X 与Y 独立,则X + Y ~ Ga (α1 + α2 , λ).证:因X ~ Ga (α1, λ),Y ~ Ga (α2, λ),且X 与Y 独立,有X 与Y 的特征函数分别为11)(αλϕ−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=it t X ,21)(αλϕ−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=it t Y ,则X + Y 的特征函数为)(211)()()(ααλϕϕϕ+−+⎟⎠⎞⎜⎝⎛−==it t t t Y X Y X ,这是伽马分布Ga (α1 + α2 , λ)的特征函数,故根据特征函数的唯一性定理知X + Y ~ Ga (α1 + α2 , λ).9. 试用特征函数的方法证明χ 2分布的可加性:若X ~ χ 2 (n ),Y ~ χ 2 (m ),且X 与Y 独立,则X + Y ~ χ 2 (n + m ).证:因X ~ χ 2 (n ),Y ~ χ 2 (m ),且X 与Y 独立,有X 与Y 的特征函数分别为2)21()(n X it t −−=ϕ,2)21()(m Y it t −−=ϕ,则X + Y 的特征函数为2)21()()()(m n Y X Y X it t t t +−+−==ϕϕϕ,这是χ 2分布χ 2 (n + m )的特征函数,故根据特征函数的唯一性定理知X + Y ~ χ 2 (n + m ).10.设X i 独立同分布,且X i ~ Exp(λ),i = 1, 2, …, n .试用特征函数的方法证明:),(~1λn Ga X Y ni i n ∑==.证:因X i ~ Exp (λ),i = 1, 2, …, n ,且X i 相互独立,有X i 的特征函数为11)(−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−=λλλϕit it t i X ,则∑==ni i n X Y 1的特征函数为nni X Y it t t i n −=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−==∏λϕϕ1)()(1,这是伽马分布Ga (n , λ)的特征函数,故根据特征函数的唯一性定理知Y n ~ Ga (n , λ).11.设连续随机变量X 的密度函数如下:+∞<<∞−−+⋅=x x x p ,)(π1)(22µλλ, 其中参数λ > 0, −∞ < µ < +∞,常记为X ~ Ch (λ, µ ).(1)试证X 的特征函数为exp{i µ t − λ | t |},且利用此结果证明柯西分布的可加性; (2)当µ = 0, λ = 1时,记Y = X ,试证ϕ X + Y (t ) = ϕ X (t ) ⋅ϕ Y (t ),但是X 与Y 不独立;(3)若X 1, X 2, …, X n 相互独立,且服从同一柯西分布,试证:)(121n X X X n+++L 与X 1同分布. 证:(1)根据第4题第(2)小题的结论知:若X *的密度函数为22π1)(*xx p +⋅=λλ,即X * ~ Ch (λ, 0), 则X *的特征函数为ϕ * (t ) = e −λ | t |,且X = X * + µ 的密度函数为22)(π1)(µλλ−+⋅=x x p , 故X 的特征函数为ϕ X (t ) = e i µ t ϕ * (t ) = e i µ t ⋅ e −λ | t | = e i µ t −λ | t |; 若X 1 ~ Ch (λ1, µ1),X 2 ~ Ch (λ2, µ2),且相互独立,有X 1与X 2的特征函数分别为||111e )(t t i X t λµϕ−=,||222e )(t t i X t λµϕ−=, 则X 1 + X 2的特征函数为||)()(21212121e )()()(t t i X X X X t t t λλµµϕϕϕ+−++==,这是柯西分布Ch (λ1 + λ2, µ1 + µ2)的特征函数,故根据特征函数的唯一性定理知X 1 + X 2 ~ Ch (λ1 + λ2, µ1 + µ2); (2)当µ = 0, λ = 1时,X ~ Ch (1, 0),有X 的特征函数为ϕ X (t ) = e −| t |,又因Y = X ,有Y 的特征函数为ϕ Y (t ) = e −| t |,且X + Y = 2X ,故X + Y 的特征函数为ϕ X + Y (t ) = ϕ 2X (t ) = ϕ X (2t ) = e −| 2t | = e −| t | ⋅ e −| t | =ϕ X (t ) ⋅ϕ Y (t ); 但Y = X ,显然有X 与Y 不独立;(3)因X i ~ Ch (λ, µ ),i = 1, 2, …, n ,且X i 相互独立,有X i 的特征函数为||e )(t t i X t i λµϕ−=, 则)(121n n X X X nY +++=L 的特征函数为 )(e e )()(1||111t n t t t X t t i n t n ti n ni X ni X nY i in ϕϕϕϕλµλµ===⎟⎠⎞⎜⎝⎛==−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⋅−⋅==∏∏,故根据特征函数的唯一性定理知)(121n X X X n+++L 与X 1同分布. 12.设连续随机变量X 的密度函数为p (x ),试证:p (x ) 关于原点对称的充要条件是它的特征函数是实的偶函数.证:方法一:根据随机变量X 与−X 的关系充分性:设X 的特征函数ϕ X (t )是实的偶函数,有ϕ X (t ) = ϕ X (−t ),则−X 的特征函数ϕ −X (t ) = ϕ X (−t ) = ϕ X (t ),根据特征函数的唯一性定理知−X 与X 同分布,因X 的密度函数为p (x ),有−X 的密度函数为p (−x ),故由−X 与X 同分布可知p (−x ) = p (x ),即p (x ) 关于原点对称; 必要性:设X 的密度函数p (x ) 关于原点对称,有p (−x ) = p (x ), 因−X 的密度函数为p (−x ),即−X 与X 同分布,则−X 的特征函数ϕ −X (t ) = ϕ X (−t ) = ϕ X (t ),且)(][e ][e ][e )()()(t E E E t t X itX itX X it X X ϕϕϕ=====−−−, 故X 的特征函数ϕ X (t )是实的偶函数. 方法二:根据密度函数与特征函数的关系充分性:设连续随机变量X 的特征函数ϕ X (t )是实的偶函数,有ϕ X (t ) = ϕ X (−t ),因∫+∞∞−−=dt t x p itx )(e π21)(ϕ,有∫∫+∞∞−+∞∞−−−==−dt t dt t x p itxx it )(e π21)(e π21)()(ϕϕ, 令t = −u ,有dt = −du ,且当t → −∞时,u → +∞;当t → +∞时,u → −∞,则)()(e π21)(e π21))((e π21)()(x p du u du u du u x p iuxiux x u i ==−=−−=−∫∫∫+∞∞−−+∞∞−−−∞∞+−ϕϕϕ, 故p (x ) 关于原点对称;必要性:设X 的密度函数p (x ) 关于原点对称,有p (−x ) = p (x ),因∫+∞∞−−==dx x p E t itxitX)(e )(e)(ϕ,有∫∫+∞∞−−+∞∞−−==−dx x p dx x p t itx xt i )(e )(e)()(ϕ,令x = −y ,有dx = −dy ,且当x → −∞时,y → +∞;当x → +∞时,y → −∞, 则)()(e )(e ))((e )()(t dy y p dy y p dy y p t X ity ity y it X ϕϕ==−=−−=−∫∫∫+∞∞−+∞∞−−∞∞+−−,且)(][e ][e ][e )()()(t E E E t t X itX itX X t i X X ϕϕϕ====−=−−, 故X 的特征函数ϕ X (t )是实的偶函数.13.设X 1, X 2, …, X n 独立同分布,且都服从N(µ , σ 2)分布,试求∑==ni i X n X 11的分布.证:因X i ~ N (µ , σ 2),i = 1, 2, …, n ,且X i 相互独立,有X i 的特征函数为222e)(t t i X t i σµϕ−=,则∑==n i i X n X 11的特征函数为nt t i n t n t i n ni X n i X n X n t t t i i 2211112222ee)()(σµσµϕϕϕ−⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎣⎡⎟⎠⎞⎜⎝⎛−⋅====⎟⎠⎞⎜⎝⎛==∏∏,这是正态分布⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛n N 2,σµ的特征函数,故根据特征函数的唯一性定理知⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛=∑=n N X n X ni i 21,~1σµ. 14.利用特征函数方法证明如下的泊松定理:设有一列二项分布{b (k , n , p n )},若λ=→∞n n np lim ,则L ,2,1,0,e !),,(lim ==−∞→k k p n k b kn n λλ.证:二项分布b (n , p n )的特征函数为ϕ n (t ) = ( p n e it + 1 − p n ) n = [1 + p n (e it − 1)] n ,且n → ∞时,p n → 0,因)1(e)1(e )1(e 1e )]1(e 1[lim )]1(e 1[lim )(lim −−⋅−→→∞→∞=−+=−+=itit n it n n np p itn p n it n n n n p p t λϕ,。
大数定律及中心极限定理通用教学课件

VS
不同点
大数定律主要研究随机变量的算术平均值 在样本容量趋于无穷大时的性质,而中心 极限定理则研究随机变量的算术平均值在 样本容量趋于无穷大时的散布情况。
大数定律与中心极限定理的联系与区分
联系
大数定律和中心极限定理都是研究随机变量的性质和散布,它们都是概率论中的重要理论。
区分
大数定律主要研究随机变量的算术平均值在样本容量趋于无穷大时的性质,而中心极限定理则研究随机变量的算 术平均值在样本容量趋于无穷大时的散布情况。
总结词
金融风险管理中中心极限定理的应用
详细描述
中心极限定理在金融风险管理中有着广泛的 应用。通过将多个独立同散布的随机变量相 加,中心极限定理可以近似描述这些随机变 量的散布特征。在金融风险管理领域,可以 利用中心极限定理对投资组合进行优化,降
低投资组合的风险。
案例三
总结词
大数据分析中的大数定律与中心极限定理应用
社会科学等。
对未来学习的展望和建议
深入学习概率论和统计学
大数定律和中心极限定理是概率论和统计学中的基础知识,但它们的 应用范围非常广泛,需要进一步深入学习。
学习其他相关课程
除了概率论和统计学,还可以学习其他相关课程,如回归分析、时间 序列分析、多元统计分析等,以更全面地掌握数据分析的方法。
关注实际应用
详细描述
在大数据分析中,大数定律和中心极限定理可以共同发挥作用。通过收集大量数据,利 用大数定律计算出数据的统计特征,然后利用中心极限定理对数据进行近似描述。这种
方法可以应用于数据发掘、机器学习等领域,帮助我们更好地理解和分析大数据。
06
CATALOGUE
总结与展望
本课程的主要内容总结
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X 1 , X 2 ,⋅ ⋅ ⋅ X n ,⋅ ⋅ ⋅ 相互独立,且具有有限数 相互独立,
(i = 1,2,⋅ ⋅ ⋅) 。 则对于任意正数 ε > 0, 恒有
1 n lim P Yn − ∑ µ i < ε = 1 n→ ∞ n i =1
定理3 贝努里定理) 定理 (贝努里定理)设在 n 次独立试 验中事件 A 发生的次数为 n A ,在每次试验 中事件 A 发生的概率为 p,则对于任意给定 , 的正数恒有
ε
2
对任意 λ > 0 ,取 ε = λσ
得
1 σ2 P (| X − µ |≥ λσ ) ≤ = 2 2 (λσ ) λ
例2 设 X 的概率密度为
x −x f ( x) = e , m!
试证
m
x≥0
m P[0 < X < 2( m + 1)] ≥ m +1
证:
1 + ∞ ( m + 2 )−1 − x xm −x E( X ) = ∫ x ⋅ e dx = ⋅e dx ∫0 x 0 m! m! 1 ( m + 1)! = Γ ( m + 2) = = m + 1. m! m!
n
若存在正数 δ ,使得当 n → ∞ 时,
2+δ i =1 n
∑E X
n i =1 i
n
i
− µi
n
2+δ
→ 0.
则随机变量
Zn =
∑ X −∑µ
i =1
i
Bn
的分布函数 Fn ( x ) 对任意的 x ,满足
n n ∑ X i − ∑ µi i =1 i =1 ≤ x lim Fn ( x ) = lim n→ ∞ n→ ∞ Bn
解:(1)由德莫佛拉普拉斯定理 , 得
P (49 ≤ X ≤ 55) 55 − 500 × 0.1 49 − 500 × 0.1 ) − Φ( ) = Φ( 500 × 0.1 × 0.9 500 × 0.1 × 0.9 5 1 ) − Φ( − ) = Φ( 45 45 = 0.323
(2)所需最少的射击次数是满足不等式 )
t2 − 2
dt = Φ( x ).
二、常见例题精解
例1 利用车贝晓夫不等式估计随机变 量与其数学期望的差大于均方差的 λ (λ > 0) 倍的概率。 倍的概率。 解:设随机变量 X 的期望为 µ ,方差 则由车贝晓夫不等式有: 为σ 2,则由车贝晓夫不等式有:
P (| X − E ( X ) |≥ ε ) ≤ D( X )
得证。 取 ε = m + 1,得证。
ε
2
有一批建筑房屋用的柱子, 例3 有一批建筑房屋用的柱子,其中 80%的长度不小于 米。现从这批柱子中随机 的长度不小于3米 的长度不小于 地取出100根。问其中至少有 根短于 米的 根短于3米的 地取出 根 问其中至少有30根短于 概率为多少? 概率为多少?
P ( X > 50) > q
的最小正整数 X 。 而
P ( X > 50) = P (50 < X < +∞ ) 50 − n × 0.1 500 − n ) = 1 − Φ( ) = 1 − Φ( n × 0.1 × 0.9 3 n
故可从不等式
500 − n 1 − Φ( )>q 3 n
中解出最小的正整数n,即为所求。 中解出最小的正整数 ,即为所求。
=∫
x
−∞
1 e 2π
t2 − 2
dt .
= Φ( x ).
定理3 德莫佛—拉普拉斯定理 拉普拉斯定理) 定理 (德莫佛 拉普拉斯定理)设随机 变量Yn (n = 1,2,⋅ ⋅ ⋅ ) 服从参数为 n, p(0 < p < 1) 的 二项分布, 二项分布,则对于任意区间 (a, b] 恒有
lim P a < n→ ∞ b Yn − np 1 e ≤ b = ∫ np(1 − p ) a 2π
D( X i ) = σ (i = 1,2,⋅ ⋅ ⋅) 。则对于任意正数ε > 0,
2
恒有
1 n lim P ∑ X i − µ < ε = 1 n n→ ∞ i =1
定理2 契比晓夫定理) 定理 (契比晓夫定理)设随机变量
E 学期望和方差: 学期望和方差: ( X i ) = µ i , D( X i ) = σ i ≤ c
+∞
D( X ) = E ( X ) − [ E ( x )] = ∫
2 2
+∞
0
xm −x 2 2 x e dx − ( m + 1) m!
1 = Γ( m + 3) − ( m + 1) 2 = m + 1 m!
由车贝晓夫不等式, 由车贝晓夫不等式,
P (| X − E ( X ) |≤ ε ) ≥ 1 − D( X )
第六章
习题课
一、内容概要
1、切比雪夫不等式 、
设随机变量 X 有数学期望 E ( X ) 和 方差 D( X ) 则对于任意给定的正数 ε > 0, 总成立不 等式
P ( X − E (X ) ≥ ε ) ≤ D( X )
ε
2
2、依概率收敛 、 为一个随机变量序列, 设 Y1 , Y2 ,⋅ ⋅ ⋅, Yn ,⋅ ⋅ ⋅ 为一个随机变量序列, a 是一个常数,若对于任意正数 ε > 0, 都有 是一个常数,
n
Yn =Βιβλιοθήκη ∑Xi =1i
− nµ
nσ
的分布函数Fn ( x )对任意 x ,满足
n ∑ X i − nµ i =1 lim Fn ( x ) = lim P ≤ x n→ ∞ n→ ∞ nσ =∫
x −∞
1 e 2π
t2 − 2
dt
= Φ( x ).
根柱子中短于3米的根数 解: 设100根柱子中短于 米的根数 根柱子中短于 为 X ,则 X ~ B(100,0.2) 。所以有
P (0 < X < 30) 30 − 100 × 0.2 0 − 100 × 0.2 ) − Φ( ) = Φ( 100 × 0.2 × 0.8 100 × 0.2 × 0.8 ≈ Φ( 2.5) = 0.9938.
lim P( Yn − a < ε )= 1. →∞
n
则称随机变量序列 Y1 , Y2 ,⋅ ⋅ ⋅, Yn ,⋅ ⋅ ⋅ 依概率收敛 于a。
3、大数定律 、
定理1 契比晓夫定理的特殊情况) 定理 (契比晓夫定理的特殊情况)设 相互独立, 随机变量 X 1 , X 2 ,⋅ ⋅ ⋅ X n ,⋅ ⋅ ⋅ 相互独立,且具有 相同的有限数学期望和方差: E ( X i ) = µ , 相同的有限数学期望和方差:
定理2 李雅普诺夫定理) 定理 (李雅普诺夫定理)设随机变量 相互独立, X 1 , X 2 ,⋅ ⋅ ⋅, X n ,⋅ ⋅ ⋅ 相互独立,且 E ( X i ) = µ i ,
D( X i ) = σ i ≠ 0
2
(i = 1,2,⋅ ⋅ ⋅).
1 B
记
2 Bn = ∑ σ i2 , i =1
nA lim P n − p <ε=1 n→ ∞
4、中心极限定理 、
定理1 同分布的中心极限定理) 定理 (同分布的中心极限定理)设随机 独立同分布: 变量 X 1 , X 2 ,⋅ ⋅ ⋅, X n ,⋅ ⋅ ⋅ 独立同分布:E ( X i ) = µ ,
D( X i ) = σ 2 ≠ 0 (i = 1,2,⋅ ⋅ ⋅). 则随机变量
故
P ( X ≥ 30) = 1 − 0.9938 = 0.0062
射击不断进行, 例4 射击不断进行,设每次射中的概率 为0.1。 。 次射击中, (1)试求 次射击中,射中的次数在 )试求500次射击中 区间[49, 之间的概率 之间的概率。 区间 ,55]之间的概率。 (2)问至少要射击多少次,才能使射中 )问至少要射击多少次, 的次数超过50次的概率大于已给正数 次的概率大于已给正数q。 的次数超过 次的概率大于已给正数 。