茆诗松高等数理统计课后习题第三次作业
概率论与数理统计(茆诗松)第二版课后第三章习题参考解答

1
(1)(X1, X2, X3)的联合分布列; (2)(X1, X2)的联合分布列. 解: (1) P{( X 1 , X 2 , X 3 ) = (0, 0, 0)} =
⎛ 50 ⎞⎛ 30 ⎞⎛ 20 ⎜ ⎜ i ⎟ ⎟⎜ ⎜ j⎟ ⎟⎜ ⎜ ⎝ ⎠ ⎝ ⎠⎝ 5 − i − 且 P{ X = i, Y = j} = ⎛100 ⎞ ⎜ ⎜ 5 ⎟ ⎟ ⎝ ⎠
故 (X, Y ) 的联合分布列为
⎞ ⎟ j⎟ ⎠ , i = 0, 1, 2, 3, 4, 5; j = 0, L , 5 − i ,
i =1, 2 的分布列如下,且满足 P{X1X2 = 0} = 1,试求 P{X1 = X2}.
4. 设随机变量 Xi ,
Xi P
−1 0 1 0.25 0.5 0.25
解:因 P{X1 X2 = 0} = 1,有 P{X1 X2 ≠ 0} = 0, 即 P{X1 = −1, X2 = −1} = P{X1 = −1, X2 = 1} = P{X1 = 1, X2 = −1} = P{X1 = 1, X2 = 1} = 0,分布列为
故 (X, Y ) 的联合分布列为
Y X 0 1 2 3 4 5
0 0.00032 0.004 0.02 0.05 0.0625 0.03125
1 0.0024 0.024 0.09
2 0.054 0.135
3 0.054 0.0675 0 0 0
4 0.0081 0.02025 0 0 0 0
5 0.00243 0 0 0 0 0
茆诗松《概率论与数理统计教程》第3版笔记和课后习题含考研真题详解(参数估计)【圣才出品】

茆诗松《概率论与数理统计教程》第3版笔记和课后习题含考研真题详解第6章参数估计6.1复习笔记一、矩估计及相合性判断相合性的两个定理:(1)设ꞈθn =ꞈθn (x 1,…,x n )是θ的一个估计量,若ˆlim ()nn E θθ→∞=,ˆlim Var()0n n θ→∞=,则ꞈθn 是θ的相合估计。
(2)若ꞈθn1,…,ꞈθnk 分别是θ1,…,θk 的相合估计,η=g(θ1,…,θk ),是θ1,…,θk 的连续函数,则ꞈη=g(ꞈθn1,…,ꞈθnk )是η的相合估计。
二、最大似然估计(1)求样本似然函数;(2)求对数似然函数;(3)求导;(4)找到ꞈθ=ꞈθ(x 1,…,x n )满足()()ˆmax L L θθθ∈Θ=。
三、最小方差无偏估计1.均方误差(1)MSE(ꞈθ)=E(ꞈθ-θ)2,如果ꞈθ是θ的无偏估计,则MSE(ꞈθ)=Var(ꞈθ)。
(2)一致最小均方误差如果对该估计类中另外任意一个θ的估计~θ,在参数空间Θ上都有MSE (ꞈθ)≤MSE (~θ),称ꞈθ(x 1,…,x n )是该估计类中θ的一致最小均方误差估计。
2.一致最小方差无偏估计UMVUE 判断准则:设X=(x 1,…,x n )是来自某总体的一个样本,ꞈθ=ꞈθ(X)是θ的一个无偏估计,Var (ꞈθ)<∞,则ꞈθ是θ的UMVUE 的充要条件是:对任意一个满足E(φ(X))=0和Var(φ(X))<∞的φ(X)都有Cov θ(ꞈθ,φ)=0,∀θ∈Θ。
3.充分性原则定理:总体概率函数是p(x;θ),x 1,…,x n 是其样本,T=T(x 1,…,x n )是θ的充分统计量,则对θ的任一无偏估计ꞈθ=ꞈθ(x 1,…,x n );令~θ=E(ꞈθ|T),则ꞈθ也是θ的无偏估计,且Var(ꞈθ)≤Var(ꞈθ)。
4.Cramer-Rao 不等式(1)费希尔信息量I(θ)2()=ln (;)I E p x θθθ∂⎡⎤⎢⎥∂⎣⎦(2)定理(Cramer-Rao 不等式)设总体分布P(X;θ)满足费希尔信息里I(θ),x 1,x 2…,x n 是来自该总体的样本,T =T(x 1,x 2…,x n )是g(θ)的任一个无偏估计,g′(θ)∂g(θ)/∂θ存在,且对Θ中一切θ,对1i 11()...(,,)(;)d d nn ni g T x x p x x x θθ∞∞-∞-∞==∏⎰⎰ 的微商可在积分号下进行,即1111111()...(,...,)((;))d d ...(,,)ln(;)(;)d d nn i ni nnn i i ni i g T x x p x x x T x x p x p x x x θθθθθθ∞∞-∞-∞=∞∞-∞-∞==∂'=∂∂⎡⎤=⎢⎥∂⎣⎦∏⎰⎰∏∏⎰⎰ 对离散总体,则将上述积分改为求和符号后,等式仍然成立。
茆诗松概率论与数理统计教程课件第三章 (3)

k
i 0
i 1
i!
e 1
2
i k 2
(k i )!
k
e 2
e
1
e k!
k! i k i 1 2 i 0 i! ( k i )!
e ( 1 2 ) k (1 2 ) k!
(1 2 )k ( 1 2 ) e k!
p( x, y )dxdy
| x y| z
dxdy
阴影部分面积
1 1 2 (1 z ) 2 2
2z z 2
所以Z=|X-Y|的密度函数为
pZ ( z ) FZ ' ( z ) 2(1 z ),
0 z 1
对某些常用的简单的函数g, 可利用“分布函数法” 导出pZ(z)和p(x,y)的关系式供我们直接使用.
解: 由题知
1 pX ( x ) e 2
x2 2
1 , pY ( y ) e 2
y2 2
,
x, y
所以由卷积公式有
1 pZ ( z ) pX ( x ) pY ( z x )dx e 2
x2 2
e
( z x )2 2
类似地, 我们可以求得n个独立变量的最大值和最小值的分 布函数.
例五. 设系统L由两个相互独立的子系统L1,L2连接而成,
连接的方式分别为:(1)串联, (2)并联, (3)备用(当系统 L1损坏时, 系统L2开始工作), 如图所示. 设L1和L2的寿 命分别为X,Y, 其概率密度分别为
e x , x 0 pX ( x ) 0, 其 它
2
茆诗松《概率论与数理统计教程》第3版笔记和课后习题含考研真题详解-第3章 多维随机变量及其分布【圣才

第 3 章 多维随机变量及其分布 3.1 复习笔记
一、多维随机变量联合分布的性质(见表 3-1-1) 表 3-1-1 联合分布的性质
二、边际分布与随机变量的独立性 1.边际分布(见表 3-1-2)
表 3-1-2 边际分布
j
5i
j
100
5
用表格形式表示如下表 3-2-1:
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表 3-2-1
行和就是 X 的分布 h(5,100,50)(超几何分布)。
列和就是 Y 的分布 h(5,100,30)(超几何分布)。
P(X≥2,Y≥1)=0.66158。
i 1
X2,…,Xn 相互独立。
n
连续随机变量:若 p(x1, x2 ,L , xn ) pi (xi ) ,则 X1,X2,…,Xn 相互独立。 i 1
三、多维随机变量函数的分布 1.最大值与最小值的分布 (1)最大值分布:
FY ( y) P( maxX1,X 2,L ,X n y)
n
=P(X1 y, X 2 y,L , X n y)= Fi (y)
1Ex4p(4 )*4E4x4p(2)4*L4 *4Ex4p(43) =Ga(m,)
m个
(4)χ2 分布的可加性:m 个χ2 变量相互独立,则
2 (n1)* 2 (n2 )*L * 2 (nm )= 2(n1+n2 +L +nm)
四、多维随机变量的特征数(见表 3-1-3)
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(1)全概率公式:密度函数形式:
概率论与数理统计茆诗松)第二版课后第三章习题参考答案

第三章 多维随机变量及其分布习题3.11. 100件商品中有50件一等品、30件二等品、20件三等品.从中任取5件,以X 、Y 分别表示取出的5件中一等品、二等品的件数,在以下情况下求 (X , Y ) 的联合分布列. (1)不放回抽取;(2)有放回抽取. 解:(1)(X , Y )服从多维超几何分布,X , Y 的全部可能取值分别为0, 1, 2, 3, 4, 5,且i j i j i j i j Y i X P −==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛===5,,0;5,4,3,2,1,0,51005203050},{L ,故 (X , Y ) 的联合分布列为0281.0500000918.00612.040001132.01562.00495.03000661.01416.00927.00185.0200182.00539.00549.00227.00032.010019.00073.00102.00066.00019.00002.00543210X Y(2)(X , Y )服从多项分布,X , Y 的全部可能取值分别为0, 1, 2, 3, 4, 5,且i j i j i j i j Y i X P j i j i −==×××−−⋅⋅===−−5,,0;5,4,3,2,1,0,2.03.05.0)!5(!!!5},{5L ,故 (X , Y ) 的联合分布列为03125.05000009375.00625.040001125.015.005.03000675.0135.009.002.02002025.0054.0054.0024.0004.0100243.00081.00108.00072.00024.000032.00543210X Y2. 盒子里装有3个黑球、2个红球、2个白球,从中任取4个,以X 表示取到黑球的个数,以Y 表示取到红球的个数,试求P {X = Y }.解:35935335647222347221213}2,2{}1,1{}{=+=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛===+====Y X P Y X P Y X P .3. 口袋中有5个白球、8个黑球,从中不放回地一个接一个取出3个.如果第i 次取出的是白球,则令X i = 1,否则令X i = 0,i = 1, 2, 3.求:(1)(X 1, X 2, X 3)的联合分布列; (2)(X 1, X 2)的联合分布列. 解:(1)14328116127138)}0,0,0(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42970115127138)}1,0,0(),,{(321=⋅⋅==X X X P , 42970117125138)}0,1,0(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42970117128135)}0,0,1(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42940114125138)}1,1,0(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42940114128135)}1,0,1(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,42940118124135)}0,1,1(),,{(321=⋅⋅==X X X P ,1435113124135)}1,1,1(),,{(321=⋅⋅==X X X P ;(2)3914127138)}0,0(),{(21=⋅==X X P ,3910125138)}1,0(),{(21=⋅==X X P ,3910128135)}0,1(),{(21=⋅==X X P ,395124135)}1,1(),{(21=⋅==X X P .39/539/10139/1039/1401012X X4. 设随机变量X i , i =1, 2的分布列如下,且满足P {X 1X 2 = 0} = 1,试求P {X 1 = X 2}.25.05.025.0101P X i −解:因P {X 1 X 2 = 0} = 1,有P {X 1 X 2 ≠ 0} = 0,即P {X 1 = −1, X 2 = −1} = P {X 1 = −1, X 2 = 1} = P {X 1 = 1, X 2 = −1} = P {X 1 = 1, X 2 = 1} = 0,分布列为故P {X 1 = X 2} = P {X 1 = −1, X 2 = −1} + P {X 1 = 0, X 2 = 0} + P {X 1 = 1, X 2 = 1} = 0. 5. 设随机变量 (X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<−−=.,0,42,20),6(),(其他y x y x k y x p试求(1)常数k ;(2)P {X < 1, Y < 3}; (3)P {X < 1.5}; (4)P {X + Y ≤ 4}. 解:(1)由正则性:1),(=∫∫+∞∞−+∞∞−dxdy y x p ,得6)6(2242⎜⎜⎝⎛−−⋅=−−∫∫∫xy y k dx dy y x k dx故81=k ; (2)∫∫∫⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=−−=<<1032210322681)6(81}3,1{y xy y dx dy y x dx Y X P 832278127811210=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=∫x x dx x ; (3)∫∫∫⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=−−=<5.104225.10422681)6(81}5.1{y xy y dx dy y x dx X P 3227)6(81)26(815.1025.10=−=−=∫x x dx x ; (4)∫∫∫−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−−⋅=−−=<+204222422681)6(81}4{xxy xy y dx dy y x dx Y X P326268124681203222=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+−=∫x x x dx x x . 6. 设随机变量(X , Y )的联合密度函数为⎩⎨⎧>>=+−.,0,0,0,e ),()43(其他y x k y x p y x 试求(1)常数k ;(2)(X , Y ) 的联合分布函数F (x , y ); (3)P {0 < X ≤ 1, 0 < Y ≤ 2}. 解:(1)由正则性:1),(=∫∫+∞∞−+∞∞−dxdy y x p ,得e 0)43(⎢⎣⎡⋅=∞+∞+∞++−∫∫∫k dx dy k dx y x 故k = 12;(2)当x ≤ 0或y ≤ 0时,F (x , y ) = P (∅) = 0,当x > 0且y > 0时,∫∫∫∫−−+−+−−=−⋅==xy u x y v u x y v u du du dv du y x F 0430)43(0)43()e 1(e 3]e 3[e 12),()e 1)(e 1()e 1(e 43043y x xy u −−−−−−=−−=故(X , Y )的联合分布函数为⎩⎨⎧>>−−=−−.,0,0,0),e 1)(e 1(),(43其他y x y x F y x (3)P {0 < X ≤ 1, 0 < Y ≤ 2} = P {X ≤ 1, Y ≤ 2} = F (1, 2) = (1 − e −3) (1 − e −8).7. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,10,4),(其他y x xy y x p 试求(1)P {0 < X < 0.5, 0.25 < Y < 1}; (2)P {X = Y }; (3)P {X < Y };(4)(X , Y ) 的联合分布函数.解:(1)∫∫∫⋅==<<<<5.00125.025.00125.024}125.0,5.00{xy dx xydy dx Y X P641516158155.0025.00===∫x xdx ; (2)P {X = Y } = 0;(3)∫∫∫∫−=⋅==<1311211)22(24}{dx x x xy dx xydy dx Y X P xx21211042=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=x x ;(4)当x < 0或y < 0时,F (x , y ) = P (∅) = 0,当0 ≤ x < 1且0 ≤ y < 1时,220220202224},{),(y x y u du uy uv du uvdv du y Y x X P y x F x x x y x y ===⋅==≤≤=∫∫∫∫;当0 ≤ x < 1且y ≥ 1时,2020010210224},{),(x u udu uv du uvdv du y Y x X P y x F x xx x ===⋅==≤≤=∫∫∫∫;当x ≥ 1且0 ≤ y < 1时,210221210210224},{),(y y u du uy uv du uvdv du y Y x X P y x F y y ===⋅==≤≤=∫∫∫∫;当x ≥ 1且y ≥ 1时,F (x , y ) = P (Ω) = 1, 故(X , Y ) 的联合分布函数为⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧≥≥<≤≥≥<≤<≤<≤<<=.1,1,1,10,1,,1,10,,10,10,,00,0),(2222y x y x y y x x y x y x y x y x F 或 8. 设二维随机变量(X , Y ) 在边长为2,中心为(0, 0) 的正方形区域内服从均匀分布,试求P {X 22 解:设D 表示该正方形区域,面积S D = 4,G 表示单位圆区域,面积S G = π,故4π}1{22==≤+D G S S Y X P .9. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,),(2其他x y x k y x p (1)试求常数k ;(2)求P {X > 0.5}和P {Y < 0.5}. 解:(1)由正则性:1),(=∫∫+∞∞−+∞∞−dxdy y x p ,得1632)(10321021122==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛−=−=⋅=∫∫∫∫k x x k dx x x k y k dx kdy dx xx xx, 故k = 6;(2)∫∫∫∫−=⋅==>15.0215.015.0)66(66}5.0{22dx x x ydx dy dx X P x xxx5.0)23(15.032=−=x x ;∫∫∫∫−=⋅==<5.005.005.00)66(66}5.0{dy y y xdy dx dy Y P y yyy432)34(5.00223−=−=y y . 10.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<−=.,0,10),1(6),(其他y x y y x p (1)求P {X > 0.5, Y > 0.5};(2)求P {X < 0.5}和P {Y < 0.5}; (3)求P {X + Y < 1}.解:(1)81)1()1(3])1(3[)1(6}5.0,5.0{15.0315.0215.01215.01=−−=−=−−⋅=−=>>∫∫∫∫x dx x y dx dy y dx Y X P xx; (2)∫∫∫−−⋅=−=<5.00125.001])1(3[)1(6}5.0{x x y dx dy y dx X P 87)1()1(35.0035.002=−−=−=∫x dx x ; ∫∫∫−−⋅=−=<5.005.025.005.0])1(3[)1(6}5.0{xxy dx dy y dx Y P21)1(43)1(3435.0035.002=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−+−=∫x x dx x ; (3)∫∫∫−−−−⋅=−=<+5.00125.001])1(3[)1(6}1{x xxxy dx dy y dx Y X P43])1([])1(33[5.00335.0022=−−−=−+−=∫x x dx x x .11.设随机变量Y 服从参数为λ = 1的指数分布,定义随机变量X k 如下:2,1.,1,,0=⎩⎨⎧>≤=k k Y k Y X k .求X 1和X 2的联合分布列.解:因Y 的密度函数为⎩⎨⎧<≥=−.0,0,0,e )(y y y p y Y且X 1和X 2的全部可能取值为0, 1,则1101021e 1e e }1{}2,1{}0,0{−−−−=−==≤=≤≤===∫yy dy Y P Y Y P X X P ,P {X 1 = 0, X 2 = 1} = P {Y ≤ 1, Y > 2} = P (∅) = 0,21212121e e e e }21{}2,1{}0,1{−−−−−=−==≤<=≤>===∫yy dy Y P Y Y P X X P ,22221e e e }2{}2,1{}1,1{−+∞−+∞−=−==>=>>===∫yy dy Y P Y Y P X X P ,故X 1和X 2的联合分布列为221112e e e 1e 1010−−−−−−X X12.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<<<+=.,0,20,10,3),(2其他y x xy x y x p 求P {X + Y ≥ 1}.解:∫∫∫−−⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+⋅=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=≥+1021221021263}1{x x xy y x dx dy xy x dx Y X P 72652459441653421104321032=⎟⎠⎞⎜⎝⎛++=⎟⎠⎞⎜⎝⎛++=∫x x x dx x x x . 13.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<=−.,0,0,e ),(其他y x y x p y 试求P {X + Y ≤ 1}. 解:∫∫∫∫−−−−−−+−=−⋅==≤+5.0015.0015.001)e e ()e (e }1{dx dx dy dx Y X P x x x xy x xy5.015.001e 2e 1)e e (−−−−−+=−−=x x .14.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,20,10,2/1),(其他y x y x p求X 与Y 中至少有一个小于0.5的概率.解:85831431211}5.0,5.0{1}5.0},{min{15.015.025.0=−=−=−=≥≥−=<∫∫∫dx dy dx Y X P Y X P .15.从(0,1)中随机地取两个数,求其积不小于3/16,且其和不大于1的概率. 解:设X 、Y 分别表示“从(0,1)中随机地取到的两个数”,则(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,10,1),(其他y x y x p故所求概率为∫∫∫⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−==≤+≥−4341434111631631}1,163{dx x x dy dx Y X XY P x x3ln 16341ln 1632143412−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=x x x .习题3.21. 设二维离散随机变量(X , Y ) 的可能值为(0, 0),(−1, 1),(−1, 2),(1, 0),且取这些值的概率依次为1/6, 1/3, 1/12, 5/12,试求X 与Y 各自的边际分布列. 解:因X 的全部可能值为−1, 0, 1,且12512131}1{=+=−=X P , 61}0{==X P , 125}1{==X P , 故X 的边际分布列为12561125101PX − 因Y 的全部可能值为0, 1, 2,且12712561}0{=+==X P , 31}1{==X P , 121}2{==X P , 故Y 的边际分布列为12131127210PY2. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>−−−=−−−−−.,0,0,0,e e e 1),(},max{122121其他y x y x F y x y x y x λλλλλ 试求X 与Y 各自的边际分布函数.解:当x ≤ 0时,F (x , y ) = 0,有F X (x ) = F (x , + ∞) = 0,当x > 0时,⎩⎨⎧≤>−−−=−−−−−.0,0,0,e e e 1),(},max{122121y y y x F y x y x y x λλλλλ 有 x y x y x y x y X x F x F 1122121e 1]e e e 1[lim ),()(},max{λλλλλλ−−−−−−+∞→−=−−−=∞+=,故⎩⎨⎧≤>−=−.0,0,0,e 1)(1x x x F x X λ 当y ≤ 0时,F (x , y ) = 0,有F Y ( y ) = F (+ ∞, y ) = 0,当y > 0时,⎩⎨⎧≤>−−−=−−−−−.0,0,0,e e e 1),(},max{122121x x y x F y x y x y x λλλλλ 有 y y x y x y x x Y y F y F 2122121e 1]e e e 1[lim ),()(},max{λλλλλλ−−−−−−+∞→−=−−−=+∞=,故⎩⎨⎧≤>−=−.0,0,0,e 1)(2y y y F y Y λ 3. 试求以下二维均匀分布的边际分布:⎪⎩⎪⎨⎧≤+=.,0,1,π1),(22其他y x y x p解:当x < −1或x > 1时,p X (x ) = 0,当−1 ≤ x ≤ 1时,2111π2π1),()(22x dy dy y x p x p x x X −===∫∫−−−∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−−=.,0,11,1π2)(2其他x x x p X当y < −1或y > 1时,p Y ( y ) = 0,当−1 ≤ y ≤ 1时,2111π2π1),()(22y dx dx y x p y p y y Y −===∫∫−−−∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−−=.,0,11,1π2)(2其他y y y p Y4. 设平面区域D 由曲线y = 1/ x 及直线y = 0,x = 1,x = e 2所围成,二维随机变量(X , Y ) 在区域D 上服从均匀分布,试求X 的边际密度函数.解:因平面区域D 的面积为2ln 122e 1e 1===∫x dx xS D , 则(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧∉∈=.),(,0,),(,21),(D y x D y x y x p 当x < 1或x > e 2时,p X (x ) = 0,当1 ≤ x ≤ e 2时,xdy dy y x p x p x X 2121),()(10===∫∫∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤=.,0,e 1,21)(2其他x x x p X5. 求以下给出的(X , Y ) 的联合密度函数的边际密度函数p x (x ) 和p y ( y ):(1)⎩⎨⎧<<=−.,0;0,e ),(1其他y x y x p y (2)⎪⎩⎪⎨⎧−<<+=.,0;10),(45),(222其他x y y x y x p(3)⎪⎩⎪⎨⎧<<<=.,0;10,1),(3其他x y x y x p解:(1)当x ≤ 0时,p X (x ) = 0,当x > 0时,x xyxy X dy dy y x p x p −+∞−+∞−+∞∞−=−===∫∫e e e ),()(1,故⎩⎨⎧≤>=−.0,0;0,e )(x x x p x X 当y ≤ 0时,p Y ( y ) = 0, 当y > 0时,y yy Y y dx dx y x p y p −−+∞∞−===∫∫e e ),()(01,故⎩⎨⎧≤>=−.0,0;0,e )(y y y y p y Y (2)当x ≤ −1或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当−1 < x < 1时,)1(85)21(45)(45),()(41022102222x y y x dy y x dy y x p x p x x X −=+=+==−−+∞∞−∫∫, 故⎪⎩⎪⎨⎧<<−−=.,0;11),1(85)(4其他x x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0,当0 < y < 1时,y y xy x dx y x dx y x p y p y y yyY −+=+=+==−−−−−−+∞∞−∫∫1)21(65)31(45)(45),()(113112, 故⎪⎩⎪⎨⎧<<−+=.,0;10,1)21(65)(其他y y y y p Y (3)当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,111),()(03=⋅===∫∫+∞∞−xx dy x dy y x p x p xX , 故⎩⎨⎧<<=.,0;10,1)(其他x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,y y x dx xdx y x p y p y y Y ln ln 1ln ln 1),()(1−=−====∫∫+∞∞−, 故⎩⎨⎧<<−=.,0;10,ln )(其他y y y p Y6. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,6),(2其他x y x y x p试求边际密度函数p x (x ) 和p y ( y ). 解:当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,)(66),()(22x x dy dy y x p x p xxX −===∫∫+∞∞−,故⎩⎨⎧<<−=.,0,10),(6)(2其他x x x x p X 当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,)(66),()(y y dx dx y x p y p yyY −===∫∫+∞∞−,故⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),(6)(其他y y y y p Y7. 试验证:以下给出的两个不同的联合密度函数,它们有相同的边际密度函数.⎩⎨⎧≤≤≤≤+=.,0,10,10,),(其他y x y x y x p ⎩⎨⎧≤≤≤≤++=.,0,10,10),5.0)(5.0(),(其他y x y x y x g 证:当x < 0或x > 1时,p X (x ) = 0,当0 ≤ x ≤ 1时,5.0)21()(),()(1021+=+=+==∫∫+∞∞−x y xy dy y x dy y x p x p X ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他x x x p X当y < 0或y > 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 ≤ y ≤ 1时,5.0)21()(),()(10210+=+=+==∫∫+∞∞−y xy x dx y x dx y x p y p Y ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他y y y p Y并且当x < 0或x > 1时,g X (x ) = 0,当0 ≤ x ≤ 1时,5.0)5.0(21)5.0()5.0)(5.0(),()(1021+=+⋅+=++==∫∫+∞∞−x y x dy y x dy y x g x g X ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他x x x g X 当y < 0或y > 1时,g Y ( y ) = 0,当0 ≤ y ≤ 1时,5.0)5.0()5.0(21)5.0)(5.0(),()(1021+=+⋅+=++==∫∫+∞∞−y y x dx y x dx y x g y g Y ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他y y y g Y故它们有相同的边际密度函数.8. 设随机变量X 和Y 独立同分布,且P {X = −1} = P {Y = −1} = P {X = 1} = P {Y = 1} = 1/2,试求P {X = Y }.解:因X 和Y 独立同分布,且P {X = −1} = P {Y = −1} = P {X = 1} = P {Y = 1} = 1/2,则(X , Y ) 的联合概率分布21212141411214141111ji p p X Y ⋅⋅−− 故P {X = Y } = P {X = −1, Y = −1} + P {X = 1, Y = 1} = 1/2.9. 甲、乙两人独立地各进行两次射击,假设甲的命中率为0.2,乙的命中率为0.5,以X 和Y 分别表示甲和乙的命中次数,试求P {X ≤ Y }. 解:因X 的全部可能取值为0, 1, 2,且P {X = 0} = 0.8 2 = 0.64,32.08.02.012}1{=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==X P ,P {X = 2} = 0.2 2= 0.04, 又因Y 的全部可能取值为0, 1, 2,且P {Y = 0} = 0.5 2 = 0.25,5.05.05.012}1{=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==Y P ,P {Y = 2} = 0.5 2= 0.25,则(X , Y ) 的联合概率分布25.05.025.004.001.002.001.0232.008.016.008.0164.016.032.016.00210ji p p X Y ⋅⋅故P {X ≤ Y } = 1 − P {X > Y } = 1 − P {X = 1, Y = 0} − P {X = 2, Y = 0} − P {X = 2, Y = 1} = 0.89. 10.设随机变量X 和Y 相互独立,其联合分布列为3/19/19/121321b x c a x y y y X Y试求联合分布列中的a , b , c .解:因c a p ++=⋅911,9431912+=++=⋅b b p ,911+=⋅a p ,b p +=⋅912,c p +=⋅313, 根据独立性,知81495919422222++=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⋅==⋅⋅b b b b p p b p , 可得0814942=+−b b ,即0922=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−b , 故92=b ; 再根据独立性,知⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⋅==⋅⋅91969194911221a a b p p p ,可得6191=+a ,故181=a ; 由正则性,知1953191912131=+++=+++++=∑∑==c b a b c a p i j ij ,可得94=++c b a ,故6118394==−−=b ac . 11.设X 和Y 是两个相互独立的随机变量,X ~ U (0, 1),Y ~ Exp (1).试求(1)X 与Y 的联合密度函数;(2)P {Y ≤ X };(3)P {X + Y ≤ 1}.解:(1)因X 与Y 相互独立,且边际密度函数分别为⎩⎨⎧<<=.,0,10,1)(其他x x p X ⎩⎨⎧<≥=−.0,0,0,e )(y y y p y Y故X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧≥<<==−.,0,0,10,e )()(),(其他y x y p x p y x p y Y X (2)1111101e 1e 1)e ()e 1()e (e }{−−−−−−=−+=+=−=−⋅==≤∫∫∫∫x x x y xy x dx dx dy dx X Y P ;(3)11110110101010e )e ()e 1()e (e }1{−−−−−−−=−=−=−⋅==≤+∫∫∫∫x x x y xy x dx dx dy dx Y X P .12.设随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,0,10,3),(其他x y x x y x p 试求(1)边际密度函数p x (x ) 和p y ( y );(2)X 与Y 是否独立.解:(1)当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,2033),()(x xdy dy y x p x p xX ===∫∫+∞∞−,故⎩⎨⎧<<=.,0,10,3)(2其他x x x p X 当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,)1(23233),()(2121y x xdx dx y x p y p yyY −====∫∫+∞∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),1(23)(2其他y y y p Y (2)因⎪⎩⎪⎨⎧<<<<−=.,0,10,10),1(29)()(22其他y x y x y p x p Y X 即p x (x ) p y ( y ) ≠ p (x , y ),故X 与Y 不独立.13.设随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<=.,0,10,||,1),(其他y y x y x p 试求(1)边际密度函数p x (x ) 和p y ( y );(2)X 与Y 是否独立.解:(1)当x ≤ −1或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当−1 < x < 0时,x dy dy y x p x p xX +===∫∫−+∞∞−11),()(1,当0 ≤ x < 1时,x dy dy y x p x p xX −===∫∫+∞∞−11),()(1,故⎪⎩⎪⎨⎧<≤−<<−+=.,0,10,1,01,1)(其他x x x x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0,当0 < y < 1时,y dx dx y x p y p yyY 21),()(===∫∫−+∞∞−,故⎩⎨⎧<<=.,0,10,2)(其他y y y p Y(2)因⎪⎩⎪⎨⎧<<<≤−<<<<−+=.,0,10,10),1(2,10,01),1(2)()(其他y x x y y x x y y p x p Y X 即p x (x ) p y ( y ) ≠ p (x , y ),故X 与Y 不独立.14.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数如下,试问X 与Y 是否相互独立?(1)⎩⎨⎧>>=+−.,0;0,0,e ),()(其他y x x y x p y x (2)+∞<<∞−++=y x y x y x p ,,)1)(1(π1),(222;(3)⎩⎨⎧<<<=.,0;10,2),(其他y x y x p (4)⎩⎨⎧<+<<<<<=.,0;10,10,10,24),(其他y x y x xy y x p(5)⎩⎨⎧<<<<−=.,0;10,10),1(12),(其他y x x xy y x p(6)⎪⎩⎪⎨⎧<<=.,0;1,421),(22其他y x y x y x p解:(1)因x e − (x + y ) = x e −x ⋅ e −y 可分离变量,x > 0, y > 0是广义矩形区域,故X 与Y 相互独立;(2)因)1π(1)1π(1)1)(1(π122222y x y x +⋅+=++可分离变量,−∞ < x , y < +∞是广义矩形区域, 故X 与Y 相互独立;(3)因0 < x < y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立;(4)因0 < x < 1, 0 < y < 1, 0 < x + y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立;(5)因12xy (1 − x ) = 12x (1 − x ) ⋅ y 可分离变量,0 < x < 1, 0 < y < 1是矩形区域,故X 与Y 相互独立; (6)因x 2 < y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立.15.在长为a 的线段的中点的两边随机地各取一点,求两点间的距离小于a / 3的概率.解:设X 和Y 分别表示这两个点与线段中点的距离,有X 和Y 相互独立且都服从[0, a / 2]的均匀分布,则(X , Y ) 的联合密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧<<<<=.,0,20,20,4),(2其他a y a x a y x pa a故所求概率为922321}3{22=⎟⎠⎞⎜⎝⎛⎟⎠⎞⎜⎝⎛×==<+a a S S aY X P DG . 16.设二维随机变量(X , Y ) 服从区域D = {(x , y ): a ≤ x ≤ b , c ≤ y ≤ d }上的均匀分布,试证X 与Y 相互独立. 证:因(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤≤≤≤−−=.,0;,,))((1),(其他d y c b x a c d a b y x p当x < a 或x > b 时,p X (x ) = 0,当a ≤ x ≤ b 时,a b dy c d a b dy y x p x p d c X −=−−==∫∫+∞∞−1))((1),()(, 则⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−=.,0;,1)(其他b x a a b x p X当y < c 或y > d 时,p Y ( y ) = 0,当c ≤ y ≤ d 时,cd dx c d a b dx y x p y p baY −=−−==∫∫+∞∞−1))((1),()(, 则⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−=.,0;,1)(其他d y c c d y p Y因p x (x ) p y ( y ) = p (x , y ), 故X 与Y 相互独立.17.设X 1, X 2, …, X n 是独立同分布的正值随机变量.证明n k n k X X X X E n k ≤=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++,11L L .证:因X 1, X 2, …, X n 是独立同分布的正值随机变量,则由对称性知),,2,1(1n i X X X niL L =++同分布,且满足101<++<niX X X L ,可得⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n i X X X E L 1存在,且⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n nn n X X X E X X X E X X X E L L L L 11211, 因11111211=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+++⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n n n n n n X X X X E X X X E X X X E X X X E L L L L L L , 则n X X X E X X X E X X X E n n n n 111211=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++L L L L , 故n k n k XX X X E n k≤=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++,11L L .习题3.31. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合分布列为09.007.004.0222.011.007.0120.015.005.00321X Y 试分布求U = max{X , Y } 和V = min{X , Y } 的分布列.解:因P {U = 1} = P {X = 0, Y = 1} + P {X = 1, Y = 1} = 0.05 + 0.07 = 0.12;P {U = 2} = P {X = 0, Y = 2} + P {X = 1, Y = 2} + P {X = 2, Y = 2} + P {X = 2, Y = 1}= 0.15 + 0.11 + 0.07 + 0.04 = 0.37;P {U = 3} = P {X = 0, Y = 3} + P {X = 1, Y = 3} + P {X = 2, Y = 3} = 0.20 + 0.22 + 0.09 = 0.51; 故U 的分布列为51.037.012.0321P U因P {V = 0} = P {X = 0, Y = 1} + P {X = 0, Y = 2} + P {X = 0, Y = 3} = 0.05 + 0.15 + 0.20 = 0.40; P {V = 1} = P {X = 1, Y = 1} + P {X = 1, Y = 2} + P {X = 1, Y = 3} + P {X = 2, Y = 1}= 0.07 + 0.11 + 0.22 + 0.04 = 0.44;P {V = 2} = P {X = 2, Y = 2} + P {X = 2, Y = 3} = 0.07 + 0.09 = 0.16; 故V 的分布列为16.044.040.0210P V2. 设X 和Y 是相互独立的随机变量,且X ~ Exp (λ ),Y ~ Exp (µ ).如果定义随机变量Z 如下⎩⎨⎧>≤=.,0,,1Y X Y X Z 当当 求Z 的分布列.解:因(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>==+−.,0,0,0,e )()(),()(其他y x y p x p y x p y x Y X µλλµ 则∫∫∫+∞+∞+−+∞+∞+−−⋅==≤==0)(0)(e )(e }{}1{xy x xy x dx dy dx Y X P Z P µλµλλλµµλλµλλλµλµλ+=+−==+∞+−+∞+−∫0)(0)(e e xx dx ,µλµ+==−==}1{1}0{Z P Z P ,故Z 的分布列为µλλµλµ++PZ 13. 设随机变量X 和Y 的分布列分别为4/12/14/1101P X − 2/12/110P Y已知P {XY = 0} = 1,试求Z = max{X , Y }的分布列.解:因P {X 1 X 2 = 0} = 1,有P {X 1 X 2 ≠ 0} = 0,即P {X 1 = −1, X 2 = 1} = P {X 1 = 1, X 2 = 1} = 0,可得 (X , Y ) 的联合分布列为因{Z P {Z P 故Z 4.(1)X (2)X 解:(1)(X , 因P {Z = 0} = P {X = 0, Y = 0} = 0.25;P {Z = 1} = 1 − P {Z = 0} = 0.75; 故Z 的分布列为75.025.010P Z(2)因P {Z = k } = P {X = k , Y ≤ k } + P {X < k , Y = k } = P {X = k } P {Y ≤ k } + P {X < k } P {Y = k }p p p p p p p p k k i i kj j k 1111111)1()1()1()1(−−=−=−−−⋅−+−⋅−=∑∑p p p p p p p p p p k k k k 111)1()1(1)1(1)1(1)1(1)1(−−−−⋅−−−−+−−−−⋅−= = (1 − p ) k − 1 p ⋅ [2 − (1 − p ) k − 1 − (1 − p ) k ]故Z = max{X , Y }的概率函数为p z (k ) = (1 − p ) k − 1 p ⋅ [2 − (1 − p ) k − 1 − (1 − p ) k ],k = 1, 2, ….5. 设X 和Y 为两个随机变量,且73}0,0{=≥≥Y X P ,74}0{}0{=≥=≥Y P X P , 试求P {max{X , Y } ≥ 0}.解:设A 表示事件“X ≥ 0”,B 表示事件“Y ≥ 0”,有73)(=AB P ,74)()(==B P A P , 故75737474)()()()(}0},{max{=−+=−+==≥AB P B P A P B A P Y X P U .6. 设X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>=+−.,0,0,0,e ),()(其他y x y x p y x 试求以下随机变量的密度函数(1)Z = (X + Y )/2;(2)Z = Y − X .解:方法一:分布函数法(1)作曲线簇z yx =+2,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,F Z (z ) = 0,当z > 0时,∫∫∫−+−−+−−⋅==z x z y x zx z y x Z dx dy dx z F 2020)(2020)(]e [e )(z z x z z x z z x dx 2202202e )12(1)e e ()e e (−−−−−+−=−−=+−=∫,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = (X + Y )/2为连续随机变量, 故Z = (X + Y )/2的密度函数为⎩⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 4)()(2z z z z F z p z Z Z (2)作曲线簇y − x = z ,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,∫∫∫∫+∞−−+−+∞−++−+∞−++−−=−⋅==zx z x zz x y x zzx y x Z dx dy dx z F e []e [e )()2(0)(0)(z z z zx z x e 21e e 21e e 21)2(=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−=+∞−−+−,当z > 0时,∫∫∫∫+∞−+−+∞++−+∞++−+−=−⋅==0)2(0)(0)(]e e []e [e )(dx dx dy dx z F x z x z x y x zx y x Zz z x z x −−+∞−+−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−=e 2111e 21e e 210)2(,因分布函数F Z (z )连续,有Z = Y − X 为连续随机变量,故Z = Y − X 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧>≤=′=−.0,e 21,0,e 21)()(z z z F z p zzZ Z 方法二:增补变量法 (1)函数2yx z +=对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎪⎩⎪⎨⎧=+=,,2y v y x z 有反函数⎩⎨⎧=−=,,2v y v z x 且21012=−=′′′′=vz vzy y x x J , 则∫∫+∞∞−+∞∞−−=⋅−=dv v v z p dv v v z p z p Z ),2(22),2()(,作曲线簇z yx =+2,得z 的分段点为0, 当z ≤ 0时,p Z (z ) = 0,当z > 0时,z z z Z z dv z p 2202e 4e 2)(−−==∫, 故Z = (X + Y )/2的密度函数为⎩⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 4)(2z z z z p z Z(2)函数z = y − x 对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎩⎨⎧=−=,,y v x y z 有反函数⎩⎨⎧=−=,,v y z v x 且11011−=−=′′′′=v z vzy y x x J , 则∫+∞∞−−=dv v z v p z p Z ),()(,作曲线簇y − x = z ,得z 的分段点为0, 当z ≤ 0时,zz v z v Z dv z p e 21e 21e )(0202=−==+∞+−+∞+−∫, 当z > 0时,z zzv z z v Z dv z p −+∞+−+∞+−=−==∫e 21e 21e )(22, 故Z = Y − X 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧>≤=−.0,e 21,0,e 21)(z z z p zzZ 7. 设X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,0,10,3),(其他x y x x y x p 试求Z = X − Y 的密度函数.解:方法一:分布函数法作曲线簇x − y = z ,得z 的分段点为0, 1, 当z < 0时,F Z (z ) = 0,当0 ≤ z < 1时,31203102102123233333)(z z z x x xzdx dx x xdy dx xdy dx z F z z zz z xzx z x Z −=+=+=+=∫∫∫∫∫∫−,当z ≥ 1时,F Z (z ) = 1,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X − Y 为连续随机变量, 故Z = X − Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<−=′=.,0,10),1(23)()(2其他z z z F z p Z Z方法二:增补变量法函数z = x − y 对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎩⎨⎧=−=,,y v y x z 有反函数⎩⎨⎧=+=,,v y v z x 且11011==′′′′=vz vzy y x x J , 则∫+∞∞−+=dv v v z p z p Z ),()(,作曲线簇x − y = z ,得z 的分段点为0, 1,当z ≤ 0或z ≥ 1时,p Z (z ) = 0, 当0 < z < 1时,)1(23)(23)(3)(210210z v z dv v z z p z z Z −=+=+=−−∫, 故Z = X − Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),1(23)(2其他z z z p Z 8. 某种商品一周的需要量是一个随机变量,其密度函数为⎩⎨⎧≤>=−.0,0,0,e )(1t t t t p t设各周的需要量是相互独立的,试求(1)两周需要量的密度函数p 2 (x );(2)三周需要量的密度函数p 3 (x ). 解:方法一:根据独立伽玛变量之和仍为伽玛变量设T i 表示“该种商品第i 周的需要量”,因T i 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−.0,0,0,e )2(1)(121t t t t p t可知T i 服从伽玛分布Ga (2, 1),(1)两周需要量为T 1 + T 2,因T 1与T 2相互独立且都服从伽玛分布Ga (2, 1),故T 1 + T 2服从伽玛分布Ga (4, 1),密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧≤>=⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−−.0,0,0,e 61.0,0,0,e )4(1)(3142x x x x x x x p x x (2)三周需要量为T 1 + T 2 + T 3,因T 1, T 2, T 3相互独立且都服从伽玛分布Ga (2, 1),故T 1 + T 2 + T 3服从伽玛分布Ga (6, 1),密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧≤>=⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−−.0,0,0,e 1201.0,0,0,e )6(1)(5163x x x x x x x p xx 方法二:分布函数法(1)两周需要量为X 2 = T 1 + T 2,作曲线簇t 1 + t 2 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,F 2 (x ) = 0,当x > 0时,∫∫∫−−−−−−−−−⋅=⋅=xt x t t t xt x t t t t dt dt t t dt x F 02110221121221121)e e (e e e )( ∫−−+−−=xt x dt t t xt t 0111121]e e )[(1xt t x t t x t t 0121213111e e e 212131⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−11)1(e e e 212131233−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−x x x x x x xxx x x x x x −−−−−−−−=e 61e 21e e 132, 因分布函数F 2 (x )连续,有X 2 = T 1 + T 2为连续随机变量, 故X 2 = T 1 + T 2的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 61)()(322x x x x F x p x(2)三周需要量为X 3 = T 1 + T 2 + T 3 = X 2 + T 3,作曲线簇x 2 + t 3 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,F 3 (x ) = 0,当x > 0时,∫∫∫−−−−−−−−−⋅=⋅=x x x t t x x x x t x t x dx dt t x dx x F 003322003332232332232)e e (e 61e e 61)(∫−−+−−=x x x dx x x x x x 0232323242]e e )[(6`12 xx x x x x x x x x x x x 0222324242522222e 6e 6e 3e e 41415161⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−−− )1(e e e 21e 61e 4141516123455−−−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−−−x x x x x x x x x x x xx x x x x x x x x x −−−−−−−−−−−−=e 1201e 241e 61e 21e e 15432, 因分布函数F 3 (x ) 连续,有X 3 = T 1 + T 2 + T 3为连续随机变量, 故X 3 = T 1 + T 2 + T 3的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 1201)()(533x x x x F x p x 方法三:卷积公式(增补变量法)(1)两周需要量为X 2 = T 1 + T 2,卷积公式∫+∞∞−−=2222)()()(21dt t p t x p x p T T ,作曲线簇t 1 + t 2 = x ,得x 的分段点为0, 当x ≤ 0时,p 2 (x ) = 0, 当x > 0时,xxx xxxt t x x t x t dt t xt dt t t x x p −−−−−−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−=⋅−=∫∫e 61e3121e )(e e )()(30322202222022)(2222, 故X 2 = T 1 + T 2的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 61)(32x x x x p x(2)三周需要量为X 3 = T 1 + T 2 + T 3 = X 2 + T 3,卷积公式∫+∞∞−−=3333)()()(32dt t p t x p x p T X ,作曲线簇x 2 + t 3 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,p 3 (x ) = 0,21当x > 0时,∫∫−−−−−+−=−=x x xt t x dt t xt t x t x dt t t x x p 03433323233033)(333e )33(61e e )(61)(33 x xx x t x t x t x t −−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+−=e 1201e 51432161505343233323, 故X 3 = T 1 + T 2 + T 3的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 1201)(53x x x x p x9. 设随机变量X 与Y 相互独立,试在以下情况下求Z = X + Y 的密度函数:(1)X ~ U (0, 1),Y ~ U (0, 1); (2)X ~ U (0, 1),Y ~ Exp (1). 解:方法一:分布函数法(1)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1, 2,当z < 0时,F Z (z ) = 0,当0 ≤ z < 1时,2020002121)(1)(z x zx dx x z dy dx z F zz zxz Z =⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−==∫∫∫−,当1 ≤ z < 2时,1121110110110)(211)(111)(−−−−−−−−−=−+=+=∫∫∫∫∫∫z z z z xz z Zx z z dx x z dx dy dx dy dx z F121221)1(21122−−=+−−−=z z z z , 当z ≥ 2时,F Z (z ) = 1,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X + Y 为连续随机变量, 故Z = X + Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<≤−<≤=′=.,0,21,2,10,)()(其他z z z z z F z p Z Z(2)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1,当z < 0时,F Z (z ) = 0, 当0 ≤ z < 1时,z z x z zx z zx z y z xz y Z z x dx dx dy dx z F −+−+−−−−−+−=−=−=−⋅==∫∫∫∫e 1)e ()e 1()e (e )(0000,当z ≥ 1时,z z x z x z x z y xz y Z x dx dx dy dx z F −−+−+−−−−−+−=−=−=−⋅==∫∫∫∫e e 1)e ()e 1()e (e )(111110,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X + Y 为连续随机变量, 故Z = X + Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<≥−<≤−=′=−−.0,0,1,e )1(e ,10,e 1)()(z z z z F z p z z Z Z方法二:卷积公式(增补变量法) 卷积公式∫+∞∞−−=dy y p y z p z p Y X Z )()()(,(1)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1, 2,2。
茆诗松数理统计学答案

茆诗松数理统计学答案【篇一:数理统计】txt>mathematical statistics课程代码:课程性质:专业基础理论课适用专业:统计开课学期:4总学时数: 56总学分数:3.5编写年月: 2007.5 修订年月:2007.7执笔:邱红兵一、课程的性质和目的?本课程以概率论为基础开设本课程的目的在于通过教与学,使学生掌握数理统计的基本思想、基本理论和一般方法,具有一定的解决随机现象的实际问题的能力,并为学习后续课程奠定必要的基础。
是对随机现象统计规律性归纳的研究,主要对随机现象统计资料进行收集、整理和推断分析。
本课程是数学类专业本科生的专业基础课。
本课程以概率论为基础,研究如何用有效的方式收集、整理和分析受到随机性影响的数据,从而为随机现象选择和检验数学模型,并在此基础上对随机现象的性质、特点和统计规律作出推断和预测,进而为决策提供依据和建议。
通过本课程的教学,使学生初步掌握处理随机现象的基本理论和方法,并能应用其解决一些简单实际问题。
包括如何进行参数估计,如何进行统计假设检验,如何研究变量之间的关系等。
培养学生运用概率统计方法分析问题和解决实际问题的能力,使学生初步建立统计思维方式。
同时为学习有关的后继课程打好必要的基础。
二、课程教学内容及学时分配统计推断两个基本问题:参数估计,假设检验;简单随机样本的分布;经验分布;样本的原点矩和中心矩,特别是样本均值、样本方差。
第一章抽样分布(12学时)本章内容:数理统计的基本概念:总体、样本、抽样、简单随机样本、统计量;顺序统计量;经验分布函数;几个重要分布:?分布,?分布,t分布和f分布;多元正态分布与正态二次型;抽样分布;分位数。
本章要求:1、理解总体、样本、抽样、简单随机样本、统计量的概念;2、理解顺序统计量及经验分布函数的概念;3、掌握?分布,t分布和f分布的定义,以及三种分布的性质; 224、掌握多元正态分布与正态二次型的定义及其性质;5、熟练抽样分布定理。
完整版贝叶斯统计茆诗松版大部分课后习题答案

加 I —W)W j04/(l -疔36840 (1 ) ,011.6习题讲解一、1,3,5,6,10,11,12,15 1.1记样本为X. p(x0.1) Cs *0.1 2 *0.960.1488 p(x 0.2) C ;*0.22*0.86 0.2936 后验分布: 0.1 x 0.2x0.1488*0.70.1488*0.7 0.2936*0.3 0.2936*0.3 0.1488*0.7 0.2936*0.30.5418 0.4582苴它1o<e<iJ n[2(1® a G<e<i其它1m x 0p(x| ) 1d°C ; 3(1 )5 *2(1 )d1 0112 3(1 )6d12i…氏设辱心…血是栗ri泊松分布praj的个样本swe匚此样木的似然函数为匕现収仙也[分•仃Ga(fiL Q 粹为泊松分巾均们A的址验匕们•即―oo < a v+c©的后验分布为192/ 7 6 86192 —8 7参故久的百验分布为兀(几斗)板I A)^(Z)'X /J+M j A服从伽玛分布Go辽対+桟申一八r-11.11由题意设x表示等候汽车的时间,则其服从均匀分布U(0,)P(X)亠0 X0, 其它因为抽取3个样本,即X (x1,x2, x3),所以样本联合分布为丄p(X) 3,0, X i,X2, X3其它又因为192/0, 所以,利用样本信息得h(X, ) p(X )() 1~3192~4192 (~7(8,0 X i,X2,X3 )于是 m(X) 8 h(X, )d 192 , rdp(x\A) =——, -OC < XIX/ < +OCh(X,)m(X)( X)21,2,3,5,6,7,8,10,11,121p(x ) — ,0 x0,即(x) ( n)1/0,即得证。
1.151样本的似然函数:p(x )1e服从伽马分布Ga n, nx-0.00024,20000.1.12样本联合分布为:(X)6 867~0,(x) p(x )()1/1max 0,%丄,人因此的后验分布的核为1/n 1,仍表现为Pareto 分布密度函数的核参数的后验分布 (x) p(x )()n 1( nx)enX in— i 1n nxe0.0001221,2,3,5,6,7,8,10,11,12乙11)讥刈8)二&(1一&)\兀(&) = 1p 何0)兀(0)= &(1—胖 〜尿(2,4)E(&|X )"E =±W2)讽申)=,(1 — &)叫兀(&) = 1二 诃x) * p(x 0)兀(8)=护(1 一 0)10〜%(4,11)i ・44 E(& x) = 3¥ = ---- =——E 11 + 4 152.2解:由题意,变量t 服从指数分布:p(t )由伽玛分布性质知:0.2nt i 20 3.8 76,所以 ni 1由于伽玛分布是指数分布参数的共轭先验分布,而且后验分布又已知n=20,0.04, 0.2t 3.8(|t) P(T| )( )neti1en 1e (ti )即后验分布为Ga( n,t i ) Ga(20.04,76.2)E T() n t i20.04 76.2 0.2631服从倒伽玛分布IGa(n ,t i ) IGa(20.04,76.2)样本联合分布p(T )neti且~Ga(,)〒0 , E()0.2 Var (n20.04, t76.2t-E T ( ) E |T (1) ----- 4.002n 1n 12.8 由 x ~ Ga( , ), ~ IGa(,)可以得出(1}e(1) 的后验分布为:(3)样本分布函数为:的后验期望估计的后验方差为11 162.5n 36.2.7的先验分布为:()/ 1,0, 令1 max 0必丄,X -可得后验分布为:(x)(n) 1 n/0,后验方差为: Var( x)E( x)十, n 1 (n) 122(n 1) (n 2)(xpn -2n -2X1 xe 2 ,x 0(x)p(x 1)e^即为倒伽玛分布IGa(-,2所以的后验分布为IGa(n2 )的核。
概率论与数理统计(茆诗松)第二版第三章课后习题3.2-3.3(部分)参考答案

习题3.21. 设二维离散随机变量(X , Y ) 的可能值为(0, 0),(−1, 1),(−1, 2),(1, 0),且取这些值的概率依次为1/6, 1/3, 1/12, 5/12,试求X 与Y 各自的边际分布列. 解:因X 的全部可能值为−1, 0, 1,且12512131}1{=+=−=X P , 61}0{==X P , 125}1{==X P , 故X 的边际分布列为12561125101PX − 因Y 的全部可能值为0, 1, 2,且12712561}0{=+==X P , 31}1{==X P , 121}2{==X P , 故Y 的边际分布列为12131127210PY2. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>−−−=−−−−−.,0,0,0,e e e 1),(},max{122121其他y x y x F y x y x y x λλλλλ 试求X 与Y 各自的边际分布函数.解:当x ≤ 0时,F (x , y ) = 0,有F X (x ) = F (x , + ∞) = 0,当x > 0时,⎩⎨⎧≤>−−−=−−−−−.0,0,0,e e e 1),(},max{122121y y y x F y x y x y x λλλλλ 有 x y x y x y x y X x F x F 1122121e 1]e e e 1[lim ),()(},max{λλλλλλ−−−−−−+∞→−=−−−=∞+=,故⎩⎨⎧≤>−=−.0,0,0,e 1)(1x x x F x X λ 当y ≤ 0时,F (x , y ) = 0,有F Y ( y ) = F (+ ∞, y ) = 0,当y > 0时,⎩⎨⎧≤>−−−=−−−−−.0,0,0,e e e 1),(},max{122121x x y x F y x y x y x λλλλλ 有 y y x y x y x x Y y F y F 2122121e 1]e e e 1[lim ),()(},max{λλλλλλ−−−−−−+∞→−=−−−=+∞=,故⎩⎨⎧≤>−=−.0,0,0,e 1)(2y y y F y Y λ 3. 试求以下二维均匀分布的边际分布:⎪⎩⎪⎨⎧≤+=.,0,1,π1),(22其他y x y x p解:当x < −1或x > 1时,p X (x ) = 0,当−1 ≤ x ≤ 1时,2111π2π1),()(22x dy dy y x p x p x x X −===∫∫−−−∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−−=.,0,11,1π2)(2其他x x x p X当y < −1或y > 1时,p Y ( y ) = 0,当−1 ≤ y ≤ 1时,2111π2π1),()(22y dx dx y x p y p y y Y −===∫∫−−−∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−−=.,0,11,1π2)(2其他y y y p Y4. 设平面区域D 由曲线y = 1/ x 及直线y = 0,x = 1,x = e 2所围成,二维随机变量(X , Y ) 在区域D 上服从均匀分布,试求X 的边际密度函数.解:因平面区域D 的面积为2ln 122e 1e 1===∫x dx xS D , 则(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧∉∈=.),(,0,),(,21),(D y x D y x y x p 当x < 1或x > e 2时,p X (x ) = 0,当1 ≤ x ≤ e 2时,xdy dy y x p x p x X 2121),()(10===∫∫∞+∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧≤≤=.,0,e 1,21)(2其他x x x p X5. 求以下给出的(X , Y ) 的联合密度函数的边际密度函数p x (x ) 和p y ( y ):(1)⎩⎨⎧<<=−.,0;0,e ),(1其他y x y x p y (2)⎪⎩⎪⎨⎧−<<+=.,0;10),(45),(222其他x y y x y x p(3)⎪⎩⎪⎨⎧<<<=.,0;10,1),(3其他x y x y x p解:(1)当x ≤ 0时,p X (x ) = 0,当x > 0时,x xyxy X dy dy y x p x p −+∞−+∞−+∞∞−=−===∫∫e e e ),()(1,故⎩⎨⎧≤>=−.0,0;0,e )(x x x p x X 当y ≤ 0时,p Y ( y ) = 0, 当y > 0时,y yy Y y dx dx y x p y p −−+∞∞−===∫∫e e ),()(01,故⎩⎨⎧≤>=−.0,0;0,e )(y y y y p y Y (2)当x ≤ −1或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当−1 < x < 1时,)1(85)21(45)(45),()(41022102222x y y x dy y x dy y x p x p x x X −=+=+==−−+∞∞−∫∫,故⎪⎩⎪⎨⎧<<−−=.,0;11),1(85)(4其他x x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0,当0 < y < 1时,y y xy x dx y x dx y x p y p y y yyY −+=+=+==−−−−−−+∞∞−∫∫1)21(65)31(45)(45),()(113112, 故⎪⎩⎪⎨⎧<<−+=.,0;10,1)21(65)(其他y y y y p Y (3)当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,111),()(03=⋅===∫∫+∞∞−xx dy x dy y x p x p xX , 故⎩⎨⎧<<=.,0;10,1)(其他x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,y y x dx xdx y x p y p y y Y ln ln 1ln ln 1),()(1−=−====∫∫+∞∞−, 故⎩⎨⎧<<−=.,0;10,ln )(其他y y y p Y6. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,10,6),(2其他x y x y x p 试求边际密度函数p x (x ) 和p y ( y ). 解:当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,)(66),()(22x x dy dy y x p x p xxX −===∫∫+∞∞−,故⎩⎨⎧<<−=.,0,10),(6)(2其他x x x x p X 当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,)(66),()(y y dx dx y x p y p yyY −===∫∫+∞∞−,故⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),(6)(其他y y y y p Y7. 试验证:以下给出的两个不同的联合密度函数,它们有相同的边际密度函数.⎩⎨⎧≤≤≤≤+=.,0,10,10,),(其他y x y x y x p ⎩⎨⎧≤≤≤≤++=.,0,10,10),5.0)(5.0(),(其他y x y x y x g 证:当x < 0或x > 1时,p X (x ) = 0,当0 ≤ x ≤ 1时,5.0)21()(),()(1021+=+=+==∫∫+∞∞−x y xy dy y x dy y x p x p X ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他x x x p X 当y < 0或y > 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 ≤ y ≤ 1时,5.0)21()(),()(10210+=+=+==∫∫+∞∞−y xy x dx y x dx y x p y p Y ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他y y y p Y 并且当x < 0或x > 1时,g X (x ) = 0,当0 ≤ x ≤ 1时,5.0)5.0(21)5.0()5.0)(5.0(),()(1021+=+⋅+=++==∫∫+∞∞−x y x dy y x dy y x g x g X ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他x x x g X 当y < 0或y > 1时,g Y ( y ) = 0,当0 ≤ y ≤ 1时,5.0)5.0()5.0(21)5.0)(5.0(),()(1021+=+⋅+=++==∫∫+∞∞−y y x dx y x dx y x g y g Y ,则⎩⎨⎧≤≤+=.,0,10,5.0)(其他y y y g Y 故它们有相同的边际密度函数.8. 设随机变量X 和Y 独立同分布,且P {X = −1} = P {Y = −1} = P {X = 1} = P {Y = 1} = 1/2,试求P {X = Y }.解:因X 和Y 独立同分布,且P {X = −1} = P {Y = −1} = P {X = 1} = P {Y = 1} = 1/2,则(X , Y ) 的联合概率分布21212141411214141111ji p p X Y ⋅⋅−− 故P {X = Y } = P {X = −1, Y = −1} + P {X = 1, Y = 1} = 1/2.9. 甲、乙两人独立地各进行两次射击,假设甲的命中率为0.2,乙的命中率为0.5,以X 和Y 分别表示甲和乙的命中次数,试求P {X ≤ Y }. 解:因X 的全部可能取值为0, 1, 2,且P {X = 0} = 0.8 2 = 0.64,32.08.02.012}1{=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==X P ,P {X = 2} = 0.2 2= 0.04, 又因Y 的全部可能取值为0, 1, 2,且P {Y = 0} = 0.5 2 = 0.25,5.05.05.012}1{=××⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛==Y P ,P {Y = 2} = 0.5 2= 0.25,则(X , Y ) 的联合概率分布25.05.025.004.001.002.001.0232.008.016.008.0164.016.032.016.00210ji p p X Y ⋅⋅故P {X ≤ Y } = 1 − P {X > Y } = 1 − P {X = 1, Y = 0} − P {X = 2, Y = 0} − P {X = 2, Y = 1} = 0.89. 10.设随机变量X 和Y 相互独立,其联合分布列为3/19/19/121321b x c a x y y y X Y试求联合分布列中的a , b , c .解:因c a p ++=⋅911,9431912+=++=⋅b b p ,911+=⋅a p ,b p +=⋅912,c p +=⋅313, 根据独立性,知81495919422222++=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⋅==⋅⋅b b b b p p b p , 可得0814942=+−b b ,即0922=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−b , 故92=b ; 再根据独立性,知⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⎟⎠⎞⎜⎝⎛+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+=⋅==⋅⋅91969194911221a a b p p p ,可得6191=+a ,故181=a ; 由正则性,知1953191912131=+++=+++++=∑∑==c b a b c a p i j ij ,可得94=++c b a ,故6118394==−−=b ac . 11.设X 和Y 是两个相互独立的随机变量,X ~ U (0, 1),Y ~ Exp (1).试求(1)X 与Y 的联合密度函数;(2)P {Y ≤ X };(3)P {X + Y ≤ 1}.解:(1)因X 与Y 相互独立,且边际密度函数分别为⎩⎨⎧<<=.,0,10,1)(其他x x p X ⎩⎨⎧<≥=−.0,0,0,e )(y y y p y Y故X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧≥<<==−.,0,0,10,e )()(),(其他y x y p x p y x p y Y X (2)1111101e 1e 1)e ()e 1()e (e }{−−−−−−=−+=+=−=−⋅==≤∫∫∫∫x x x y xy x dx dx dy dx X Y P ;(3)11110110101010e )e ()e 1()e (e }1{−−−−−−−=−=−=−⋅==≤+∫∫∫∫x x x y xy x dx dx dy dx Y X P .12.设随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,0,10,3),(其他x y x x y x p 试求(1)边际密度函数p x (x ) 和p y ( y );(2)X 与Y 是否独立.解:(1)当x ≤ 0或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当0 < x < 1时,2033),()(x xdy dy y x p x p xX ===∫∫+∞∞−,故⎩⎨⎧<<=.,0,10,3)(2其他x x x p X 当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0, 当0 < y < 1时,)1(23233),()(2121y x xdx dx y x p y p yyY −====∫∫+∞∞−, 故⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),1(23)(2其他y y y p Y (2)因⎪⎩⎪⎨⎧<<<<−=.,0,10,10),1(29)()(22其他y x y x y p x p Y X 即p x (x ) p y ( y ) ≠ p (x , y ),故X 与Y 不独立.13.设随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<=.,0,10,||,1),(其他y y x y x p 试求(1)边际密度函数p x (x ) 和p y ( y );(2)X 与Y 是否独立.解:(1)当x ≤ −1或x ≥ 1时,p X (x ) = 0,当−1 < x < 0时,x dy dy y x p x p xX +===∫∫−+∞∞−11),()(1,当0 ≤ x < 1时,x dy dy y x p x p xX −===∫∫+∞∞−11),()(1,故⎪⎩⎪⎨⎧<≤−<<−+=.,0,10,1,01,1)(其他x x x x x p X当y ≤ 0或y ≥ 1时,p Y ( y ) = 0,当0 < y < 1时,y dx dx y x p y p yyY 21),()(===∫∫−+∞∞−,故⎩⎨⎧<<=.,0,10,2)(其他y y y p Y(2)因⎪⎩⎪⎨⎧<<<≤−<<<<−+=.,0,10,10),1(2,10,01),1(2)()(其他y x x y y x x y y p x p Y X 即p x (x ) p y ( y ) ≠ p (x , y ),故X 与Y 不独立.14.设二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数如下,试问X 与Y 是否相互独立?(1)⎩⎨⎧>>=+−.,0;0,0,e ),()(其他y x x y x p y x (2)+∞<<∞−++=y x y x y x p ,,)1)(1(π1),(222;(3)⎩⎨⎧<<<=.,0;10,2),(其他y x y x p (4)⎩⎨⎧<+<<<<<=.,0;10,10,10,24),(其他y x y x xy y x p(5)⎩⎨⎧<<<<−=.,0;10,10),1(12),(其他y x x xy y x p(6)⎪⎩⎪⎨⎧<<=.,0;1,421),(22其他y x y x y x p解:(1)因x e − (x + y ) = x e −x ⋅ e −y 可分离变量,x > 0, y > 0是广义矩形区域,故X 与Y 相互独立;(2)因)1π(1)1π(1)1)(1(π122222y x y x +⋅+=++可分离变量,−∞ < x , y < +∞是广义矩形区域, 故X 与Y 相互独立;(3)因0 < x < y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立;(4)因0 < x < 1, 0 < y < 1, 0 < x + y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立;(5)因12xy (1 − x ) = 12x (1 − x ) ⋅ y 可分离变量,0 < x < 1, 0 < y < 1是矩形区域,故X 与Y 相互独立; (6)因x 2 < y < 1不是矩形区域,故X 与Y 不独立.15.在长为a 的线段的中点的两边随机地各取一点,求两点间的距离小于a / 3的概率.解:设X 和Y 分别表示这两个点与线段中点的距离,有X 和Y 相互独立且都服从[0, a / 2]的均匀分布,则(X , Y ) 的联合密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧<<<<=.,0,20,20,4),(2其他a y a x a y x pa a故所求概率为922321}3{22=⎟⎠⎞⎜⎝⎛⎟⎠⎞⎜⎝⎛×==<+a a S S aY X P DG . 16.设二维随机变量(X , Y ) 服从区域D = {(x , y ): a ≤ x ≤ b , c ≤ y ≤ d }上的均匀分布,试证X 与Y 相互独立. 证:因(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤≤≤≤−−=.,0;,,))((1),(其他d y c b x a c d a b y x p当x < a 或x > b 时,p X (x ) = 0,当a ≤ x ≤ b 时,a b dy c d a b dy y x p x p d c X −=−−==∫∫+∞∞−1))((1),()(, 则⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−=.,0;,1)(其他b x a a b x p X当y < c 或y > d 时,p Y ( y ) = 0,当c ≤ y ≤ d 时,cd dx c d a b dx y x p y p b aY −=−−==∫∫+∞∞−1))((1),()(, 则⎪⎩⎪⎨⎧≤≤−=.,0;,1)(其他d y c c d y p Y因p x (x ) p y ( y ) = p (x , y ), 故X 与Y 相互独立.17.设X 1, X 2, …, X n 是独立同分布的正值随机变量.证明n k n k X X X X E n k ≤=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++,11L L .证:因X 1, X 2, …, X n 是独立同分布的正值随机变量,则由对称性知),,2,1(1n i X X X niL L =++同分布,且满足101<++<niX X X L ,可得⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n i X X X E L 1存在,且⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n n n n X X X E X X X E X X X E L L L L 11211,因11111211=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+++⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++n n n n n n X X X X E X X X E X X X E X X X E L L L L L L , 则n X X X E X X X E X X X E n n n n 111211=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++==⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++L L L L , 故n k n k XX X X E n k≤=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛++++,11L L .习题3.31. 设二维随机变量(X , Y ) 的联合分布列为09.007.004.0222.011.007.0120.015.005.00321X Y 试分布求U = max{X , Y } 和V = min{X , Y } 的分布列.解:因P {U = 1} = P {X = 0, Y = 1} + P {X = 1, Y = 1} = 0.05 + 0.07 = 0.12;P {U = 2} = P {X = 0, Y = 2} + P {X = 1, Y = 2} + P {X = 2, Y = 2} + P {X = 2, Y = 1}= 0.15 + 0.11 + 0.07 + 0.04 = 0.37;P {U = 3} = P {X = 0, Y = 3} + P {X = 1, Y = 3} + P {X = 2, Y = 3} = 0.20 + 0.22 + 0.09 = 0.51; 故U 的分布列为51.037.012.0321P U因P {V = 0} = P {X = 0, Y = 1} + P {X = 0, Y = 2} + P {X = 0, Y = 3} = 0.05 + 0.15 + 0.20 = 0.40; P {V = 1} = P {X = 1, Y = 1} + P {X = 1, Y = 2} + P {X = 1, Y = 3} + P {X = 2, Y = 1}= 0.07 + 0.11 + 0.22 + 0.04 = 0.44;P {V = 2} = P {X = 2, Y = 2} + P {X = 2, Y = 3} = 0.07 + 0.09 = 0.16; 故V 的分布列为16.044.040.0210P V2. 设X 和Y 是相互独立的随机变量,且X ~ Exp (λ ),Y ~ Exp (µ ).如果定义随机变量Z 如下⎩⎨⎧>≤=.,0,,1Y X Y X Z 当当 求Z 的分布列.解:因(X , Y ) 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>==+−.,0,0,0,e )()(),()(其他y x y p x p y x p y x Y X µλλµ 则∫∫∫+∞+∞+−+∞+∞+−−⋅==≤==0)(0)(e )(e }{}1{xy x xy x dx dy dx Y X P Z P µλµλλλµµλλµλλλµλµλ+=+−==+∞+−+∞+−∫0)(0)(e e xx dx ,µλµ+==−==}1{1}0{Z P Z P ,故Z 的分布列为µλλµλµ++PZ 13. 设随机变量X 和Y 的分布列分别为4/12/14/1101P X − 2/12/110P Y已知P {XY = 0} = 1,试求Z = max{X , Y }的分布列.解:因P {X 1 X 2 = 0} = 1,有P {X 1 X 2 ≠ 0} = 0,即P {X 1 = −1, X 2 = 1} = P {X 1 = 1, X 2 = 1} = 0,可得 (X , Y ) 的联合分布列为因{Z P {Z P 故Z 4.(1)X (2)X 解:(1)(X , 因P {Z = 0} = P {X = 0, Y = 0} = 0.25;P {Z = 1} = 1 − P {Z = 0} = 0.75; 故Z 的分布列为75.025.010P Z(2)因P {Z = k } = P {X = k , Y ≤ k } + P {X < k , Y = k } = P {X = k } P {Y ≤ k } + P {X < k } P {Y = k }p p p p p p p p k k i i kj j k 1111111)1()1()1()1(−−=−=−−−⋅−+−⋅−=∑∑p p p p p p p p p p k k k k 111)1()1(1)1(1)1(1)1(1)1(−−−−⋅−−−−+−−−−⋅−= = (1 − p ) k − 1 p ⋅ [2 − (1 − p ) k − 1 − (1 − p ) k ]故Z = max{X , Y }的概率函数为p z (k ) = (1 − p ) k − 1 p ⋅ [2 − (1 − p ) k − 1 − (1 − p ) k ],k = 1, 2, ….5. 设X 和Y 为两个随机变量,且73}0,0{=≥≥Y X P ,74}0{}0{=≥=≥Y P X P , 试求P {max{X , Y } ≥ 0}.解:设A 表示事件“X ≥ 0”,B 表示事件“Y ≥ 0”,有73)(=AB P ,74)()(==B P A P , 故75737474)()()()(}0},{max{=−+=−+==≥AB P B P A P B A P Y X P U .6. 设X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧>>=+−.,0,0,0,e ),()(其他y x y x p y x 试求以下随机变量的密度函数(1)Z = (X + Y )/2;(2)Z = Y − X .解:方法一:分布函数法(1)作曲线簇z yx =+2,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,F Z (z ) = 0,当z > 0时,∫∫∫−+−−+−−⋅==z x z y x zx z y x Z dx dy dx z F 2020)(2020)(]e [e )(z z x z z x z z x dx 2202202e )12(1)e e ()e e (−−−−−+−=−−=+−=∫,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = (X + Y )/2为连续随机变量, 故Z = (X + Y )/2的密度函数为⎩⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 4)()(2z z z z F z p z Z Z (2)作曲线簇y − x = z ,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,∫∫∫∫+∞−−+−+∞−++−+∞−++−−=−⋅==zx z x zz x y x zzx y x Z dx dy dx z F e []e [e )()2(0)(0)(z z z z x z x e 21e e 21e e 21)2(=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−=+∞−−+−, 当z > 0时,∫∫∫∫+∞−+−+∞++−+∞++−+−=−⋅==0)2(0)(0)(]e e []e [e )(dx dx dy dx z F x z x z x y x zx y x Zz z x z x −−+∞−+−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−=⎥⎦⎤⎢⎣⎡−=e 2111e 21e e 210)2(,因分布函数F Z (z )连续,有Z = Y − X 为连续随机变量,故Z = Y − X 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧>≤=′=−.0,e 21,0,e 21)()(z z z F z p zzZ Z 方法二:增补变量法 (1)函数2yx z +=对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎪⎩⎪⎨⎧=+=,,2y v y x z 有反函数⎩⎨⎧=−=,,2v y v z x 且21012=−=′′′′=vz vzy y x x J , 则∫∫+∞∞−+∞∞−−=⋅−=dv v v z p dv v v z p z p Z ),2(22),2()(,作曲线簇z yx =+2,得z 的分段点为0, 当z ≤ 0时,p Z (z ) = 0,当z > 0时,z z z Z z dv z p 2202e 4e 2)(−−==∫, 故Z = (X + Y )/2的密度函数为⎩⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 4)(2z z z z p z Z(2)函数z = y − x 对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎩⎨⎧=−=,,y v x y z 有反函数⎩⎨⎧=−=,,v y z v x 且11011−=−=′′′′=v z vzy y x x J , 则∫+∞∞−−=dv v z v p z p Z ),()(,作曲线簇y − x = z ,得z 的分段点为0, 当z ≤ 0时,zz v z v Z dv z p e 21e 21e )(0202=−==+∞+−+∞+−∫, 当z > 0时,z zzv z z v Z dv z p −+∞+−+∞+−=−==∫e 21e 21e )(22, 故Z = Y − X 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧>≤=−.0,e 21,0,e 21)(z z z p zzZ 7. 设X 与Y 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0,0,10,3),(其他x y x x y x p 试求Z = X − Y 的密度函数.解:方法一:分布函数法作曲线簇x − y = z ,得z 的分段点为0, 1, 当z < 0时,F Z (z ) = 0,当0 ≤ z < 1时,31203102102123233333)(z z z x x xzdx dx x xdy dx xdy dx z F z z zz z xzx z x Z −=+=+=+=∫∫∫∫∫∫−,当z ≥ 1时,F Z (z ) = 1,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X − Y 为连续随机变量, 故Z = X − Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<−=′=.,0,10),1(23)()(2其他z z z F z p Z Z方法二:增补变量法函数z = x − y 对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎩⎨⎧=−=,,y v y x z 有反函数⎩⎨⎧=+=,,v y v z x 且11011==′′′′=vz vzy y x x J , 则∫+∞∞−+=dv v v z p z p Z ),()(,作曲线簇x − y = z ,得z 的分段点为0, 1,当z ≤ 0或z ≥ 1时,p Z (z ) = 0, 当0 < z < 1时,)1(23)(23)(3)(210210z v z dv v z z p z z Z −=+=+=−−∫, 故Z = X − Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,10),1(23)(2其他z z z p Z 8. 某种商品一周的需要量是一个随机变量,其密度函数为⎩⎨⎧≤>=−.0,0,0,e )(1t t t t p t设各周的需要量是相互独立的,试求(1)两周需要量的密度函数p 2 (x );(2)三周需要量的密度函数p 3 (x ). 解:方法一:根据独立伽玛变量之和仍为伽玛变量设T i 表示“该种商品第i 周的需要量”,因T i 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−.0,0,0,e )2(1)(121t t t t p t可知T i 服从伽玛分布Ga (2, 1),(1)两周需要量为T 1 + T 2,因T 1与T 2相互独立且都服从伽玛分布Ga (2, 1),故T 1 + T 2服从伽玛分布Ga (4, 1),密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧≤>=⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−−.0,0,0,e 61.0,0,0,e )4(1)(3142x x x x x x x p x x (2)三周需要量为T 1 + T 2 + T 3,因T 1, T 2, T 3相互独立且都服从伽玛分布Ga (2, 1),故T 1 + T 2 + T 3服从伽玛分布Ga (6, 1),密度函数为 ⎪⎩⎪⎨⎧≤>=⎪⎩⎪⎨⎧≤>Γ=−−−.0,0,0,e 1201.0,0,0,e )6(1)(5163x x x x x x x p xx 方法二:分布函数法(1)两周需要量为X 2 = T 1 + T 2,作曲线簇t 1 + t 2 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,F 2 (x ) = 0,当x > 0时,∫∫∫−−−−−−−−−⋅=⋅=xt x t t t xt x t t t t dt dt t t dt x F 02110221121221121)e e (e e e )( ∫−−+−−=xt x dt t t xt t 0111121]e e )[(1xt t x t t x t t 0121213111e e e 212131⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−11)1(e e e 212131233−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−x x x x x x xxx x x x x x −−−−−−−−=e 61e 21e e 132, 因分布函数F 2 (x )连续,有X 2 = T 1 + T 2为连续随机变量, 故X 2 = T 1 + T 2的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 61)()(322x x x x F x p x(2)三周需要量为X 3 = T 1 + T 2 + T 3 = X 2 + T 3,作曲线簇x 2 + t 3 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,F 3 (x ) = 0,当x > 0时,∫∫∫−−−−−−−−−⋅=⋅=x x x t t x x x x t x t x dx dt t x dx x F 003322003332232332232)e e (e 61e e 61)(∫−−+−−=x x x dx x x x x x 0232323242]e e )[(6`12 xx x x x x x x x x x x x 0222324242522222e 6e 6e 3e e 41415161⎥⎦⎤⎢⎣⎡−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−−− )1(e e e 21e 61e 4141516123455−−−−−−⎟⎠⎞⎜⎝⎛−−=−−−−−x x x x x x x x x x x xx x x x x x x x x x −−−−−−−−−−−−=e 1201e 241e 61e 21e e 15432, 因分布函数F 3 (x ) 连续,有X 3 = T 1 + T 2 + T 3为连续随机变量, 故X 3 = T 1 + T 2 + T 3的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 1201)()(533x x x x F x p x 方法三:卷积公式(增补变量法)(1)两周需要量为X 2 = T 1 + T 2,卷积公式∫+∞∞−−=2222)()()(21dt t p t x p x p T T ,作曲线簇t 1 + t 2 = x ,得x 的分段点为0, 当x ≤ 0时,p 2 (x ) = 0, 当x > 0时,xxx xxxt t x x t x t dt t xt dt t t x x p −−−−−−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−=⋅−=∫∫e 61e3121e )(e e )()(30322202222022)(2222, 故X 2 = T 1 + T 2的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 61)(32x x x x p x(2)三周需要量为X 3 = T 1 + T 2 + T 3 = X 2 + T 3,卷积公式∫+∞∞−−=3333)()()(32dt t p t x p x p T X ,作曲线簇x 2 + t 3 = x ,得x 的分段点为0,当x ≤ 0时,p 3 (x ) = 0,21当x > 0时,∫∫−−−−−+−=−=x x xt t x dt t xt t x t x dt t t x x p 03433323233033)(333e )33(61e e )(61)(33 x xx x t x t x t x t −−=⎟⎠⎞⎜⎝⎛−+−=e 1201e 51432161505343233323, 故X 3 = T 1 + T 2 + T 3的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>=−.0,0,0,e 1201)(53x x x x p x9. 设随机变量X 与Y 相互独立,试在以下情况下求Z = X + Y 的密度函数:(1)X ~ U (0, 1),Y ~ U (0, 1); (2)X ~ U (0, 1),Y ~ Exp (1). 解:方法一:分布函数法(1)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1, 2,当z < 0时,F Z (z ) = 0,当0 ≤ z < 1时,2020002121)(1)(z x zx dx x z dy dx z F zz zxz Z =⎟⎠⎞⎜⎝⎛−=−==∫∫∫−,当1 ≤ z < 2时,1121110110110)(211)(111)(−−−−−−−−−=−+=+=∫∫∫∫∫∫z z z z xz z Zx z z dx x z dx dy dx dy dx z F121221)1(21122−−=+−−−=z z z z , 当z ≥ 2时,F Z (z ) = 1,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X + Y 为连续随机变量, 故Z = X + Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<≤−<≤=′=.,0,21,2,10,)()(其他z z z z z F z p Z Z(2)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1,当z < 0时,F Z (z ) = 0, 当0 ≤ z < 1时,z z x z zx z zx z y z xz y Z z x dx dx dy dx z F −+−+−−−−−+−=−=−=−⋅==∫∫∫∫e 1)e ()e 1()e (e )(0000,当z ≥ 1时,z z x z x z x z y xz y Z x dx dx dy dx z F −−+−+−−−−−+−=−=−=−⋅==∫∫∫∫e e 1)e ()e 1()e (e )(111110,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X + Y 为连续随机变量, 故Z = X + Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<≥−<≤−=′=−−.0,0,1,e )1(e ,10,e 1)()(z z z z F z p z z Z Z方法二:卷积公式(增补变量法) 卷积公式∫+∞∞−−=dy y p y z p z p Y X Z )()()(,(1)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1, 2,2当z ≤ 0或z ≥ 2时,p Z (z ) = 0, 当0 < z < 1时,z dy z p zZ ==∫01)(,当1 ≤ z < 2时,z dy z p z Z −==∫−21)(11,故Z = X + Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<≤−<≤=.,0,21,2,10,)(其他z z z z z p Z(2)作曲线簇x + y = z ,得z 的分段点为0, 1,当z ≤ 0时,p Z (z ) = 0,当0 < z < 1时,z zy z y Z dy z p −−−−=−==∫e 1)e (e )(0,当z ≥ 1时,zz z z z yzz yZ dy z p −+−−−−−−−=+−=−==∫e )1(e ee )e (e)(111,故Z = X + Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<≥−<≤−=−−.0,0,1,e )1(e ,10,e 1)(z z z z p z z Z10.设随机变量X 与Y 相互独立,试在以下情况下求Z = X /Y 的密度函数:(1)X ~ U (0, 1),Y ~ Exp (1); (2)X ~ Exp (λ1),Y ~ Exp (λ2). 解:方法一:分布函数法(1)作曲线簇z yx=,即直线簇z x y =,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,F Z (z ) = 0, 当z > 0时,)e 1(e)(e)e (e)(111011zz x zx zx yz x yZ z z dx dx dy dx z F −−−∞+−∞+−−=−==−⋅==∫∫∫∫,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X /Y 为连续随机变量, 故Z = X /Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>−−=′=−−.0,0;0,e 1e 1)()(11z z z z F z p z z Z Z(2)作曲线簇z yx =,即直线簇z xy =,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,F Z (z ) = 0,当z > 0时,∫∫∫∫∞+−−∞+∞+−−∞+∞+−−⋅=−⋅⋅=⋅=0101021212121ee)e(eee)(dx dx dy dx z F zx xzx yxzx yxZ λλλλλλλλλλ2110)(2110)(12121eeλλλλλλλλλλλ+=+−==+∞+−∞++−∫z z zdx xzxz,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = X /Y 为连续随机变量,zz故Z = X /Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>+=′=.0,0;0,)()()(22121z z z z F z p Z Z λλλλ方法二:增补变量法(1)函数z = x / y 对任意固定的y 关于x 严格单调增加,增补变量v = y ,可得⎩⎨⎧==,,/y v y x z 有反函数⎩⎨⎧==,,v y zv x 且v z v y y x x J vz vz==′′′′=10, 则∫+∞∞−⋅=dv v v zv p z p Z ||),()(,作曲线簇x / y = z ,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,p Z (z ) = 0,当z > 0时,z z z z v z vZ z z v vdv z p 1111010e 1e 11e 11e )1(e )(−−−−−−−=+⎟⎠⎞⎜⎝⎛+−=+−=⋅=∫,故Z = X /Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>−−=−−.0,0;0,e 1e 1)(11z z z z p z z Z(2)作曲线簇x / y = z ,得z 的分段点为0,当z ≤ 0时,p Z (z ) = 0,当z > 0时,+∞+−∞+−−⎥⎦⎤⎢⎣⎡+++−=⋅⋅=∫)(22121210212121e )(1e e )(v z v zv Z z z v vdv z p λλλλλλλλλλλλ 22121)(λλλλ+=z , 故Z = X /Y 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤>+=.0,0;0,)()(22121z z z z p Z λλλλ 11.设X 1 , X 2 , X 3为相互独立的随机变量,且都服从(0, 1)上的均匀分布,求三者中最大者大于其他两者之和的概率.解:设A i 分别表示X i 大于其他两者之和,i = 1, 2, 3,显然A 1 , A 2 , A 3两两互不相容,且P (A 1) = P (A 2) = P (A 3), 则P (A 1∪A 2∪A 3) = P (A 1) + P (A 2) + P (A 3) = 3P (A 3) = 3P {X 3 > X 1 + X 2} 因X 1 , X 2 , X 3相互独立且都服从(0, 1)上的均匀分布,则由几何概型知61121131}{213=××=+>X X X P , 故21}{3)(213321=+>=X X X P A A A P U U . 12.设随机变量X 1与X 2相互独立同分布,其密度函数为⎩⎨⎧<<=.,0;10,2)(其他x x x p1试求Z = max {X 1, X 2} − min {X 1, X 2}的分布. 解:分布函数法,二维随机变量(X 1, X 2) 的联合密度函数为⎩⎨⎧<<<<=.,0;10,10,4),(212121其他x x x x x x p 因Z = max {X 1, X 2} − min {X 1, X 2} = | X 1 − X 2 |,作曲线簇 | x 1 − x 2 | = z ,得z 的分段点为0, 1, 当z < 0时,F Z (z ) = 0, 当0 ≤ z < 1时,∫∫∫∫+−−=⋅−=−=−−111221311221112211)2(41221421)(11zzz x zzx Z dx x z zx x x x dx dx x x dx z F323823244232414123244142444212123141z z z z z z z z x z zx x z +−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+−+⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+−−=⎟⎟⎠⎞⎜⎜⎝⎛+−−=,当z ≥ 1时,F Z (z ) = 1,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = max {X 1, X 2} − min {X 1, X 2}为连续随机变量, 故Z = max {X 1, X 2} − min {X 1, X 2}的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<+−=′=.,0;10,34438)()(3其他z z z z F z p Z Z13.设某一个设备装有3个同类的电器元件,元件工作相互独立,且工作时间都服从参数为λ 的指数分布.当3个元件都正常工作时,设备才正常工作.试求设备正常工作时间T 的概率分布. 解:设T i 表示“第i 个元件正常工作”,有T i 服从指数分布Exp (λ),分布函数为3,2,1.0,0,0,e 1)(=⎩⎨⎧≤>−=−i t t t F t i λ,则设备正常工作时间T = min {T 1, T 2, T 3},分布函数为F (t ) = P {T = min {T 1, T 2, T 3} ≤ t } = 1 − P {min {T 1, T 2, T 3} > t } = 1 − P {T 1 > t }P {T 2 > t }P {T 3 > t }= 1 − [1 − F 1 (t )][1 − F 2 (t )][1 − F 3 (t )]当t ≤ 0时,F (t ) = 0,当t > 0时,F (t ) = 1 − (e − λ t )3 = 1 − e − 3λ t ,故设备正常工作时间T 服从参数为3λ 的指数分布Exp (3λ),密度函数为⎩⎨⎧≤>=′=−.0,0,0,e 3)()(3t t t F t p t λλ14.设二维随机变量(X , Y ) 在矩形G = {(x , y ) | 0 ≤ x ≤ 2, 0 ≤ y ≤ 1}上服从均匀分布,试求边长分别为X 和Y的矩形面积Z 的密度函数.解:二维随机变量(X , Y ) 的联合密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧≤≤≤≤=.,0,10,20,21),(其他y x y x p 方法一:分布函数法矩形面积Z = XY ,作曲线族xy = z ,得z 的分段点为0, 2, 当z ≤ 0时,F Z (z ) = 0,1当0 < z < 2时,∫∫∫∫∫∫+=+=20020102212121)(z z z z Z dx x z dx dy dx dy dx z F x z)ln 2(ln 22ln 222z z z x z z z −+=+=, 当z ≥ 2时,F Z (z ) = 1,因分布函数F Z (z ) 连续,有Z = XY 为连续随机变量, 故矩形面积Z = XY 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<−=′=.,0,20),ln 2(ln 21)()(其它z z z F z p Z Z 方法二:增补变量法矩形面积Z = XY ,函数z = xy 对任意固定的y ≠ 0关于x 严格单调增加,增补变量v = y , 可得⎩⎨⎧==,,y v xy z 有反函数⎪⎩⎪⎨⎧==,,v y v z x 且v vzv y y x x J vz vz1112=−=′′′′=, 则∫+∞∞−⋅⎟⎠⎞⎜⎝⎛=dv vv v z p z p Z 1,)(, 作曲线族xy = z ,得z 的分段点为0, 2, 当z ≤ 0或z ≥ 2时,p Z (z ) = 0, 当0 < z < 2时,)ln 2(ln 212ln 210ln 2121)(1212z z v dy v z p z zZ −=−===∫, 故矩形面积Z = XY 的密度函数为⎪⎩⎪⎨⎧<<−=.,0,20),ln 2(ln 21)(其它z z z p Zz。
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(3)ξn∗ = Op(an), ηn∗ = op(bn), ξn = ξn∗/an, η = ηn∗/bn, by (2) ξnηn = op(1). Thus we have Op(an) · op(bn) = op(anbn).
(4)By (1), ξn∗a−n 1 + ηn∗b−n 1 = Op(1). ∀ε > 0, ∃M s.t. P
+ ξn∗
ηn∗
an + ηn∗ | ≥ M ≤ P | ξn∗ + ηn∗ | ≥ M < ε
an ∨ bn
an bn
. Then we know, ξn∗ + ηn∗ = Op(an ∨ bn).
(5)ηn∗ b−n 1 →P 0. Thus we have, ∀ε > 0, P (|ηn∗ b−n 1|r ≥ ε) = P (|ηn∗ b−n 1| ≥ ε1/r) → 0, as n goes to infinity, which means (ηn∗b−n 1)r →P 0.
(3)The proof is similar to (2).
(4) A sequence of random variables {Xn}, with respective distribution function {Fn} is said
2
to be bounded in probability if for every ε > 0 there exist Mε and Nε such that Fn(Mε) − Fn(−Mε) > 1 − ε ∀n > Nε.
1
Necessity. By Xn’s convergence, E(it Xn) → E(it X) for ∀t. Let t = ta. Then we have, Ei(ta) Xn → Ei(ta )X. That is to say, Eit(a Xn) → Eit(a X).
3. Xn →L X, Yn →P c§y²µ (1)Xn + Yn →L X + c; (2)˜ ž§c = 0, XnYn−1 →L Xc−1; (3)˜ ž§XnYn →L Xc; (4)Xn = Op(1). (1)By conclusion of the last problem, we only need to prove that for ∀a, a (Xn + Yn) →L a (X + c). Let Xn∗ = a Xn, Yn∗ = a Yn, X∗ = a X, c∗ = a c. We prove Xn∗ + Yn∗ →L X∗ + c∗. For ∀z, P (Xn∗ + Yn∗ ≤ z) = P (Xn∗ + Yn∗ ≤ z, |Yn∗ − c∗| > ε) + P (Xn∗ + Yn∗ ≤ z, |Yn∗ − c∗| ≤ ε) ≤ P (|Yn∗ − c∗| > ε) + P (Xn∗ ≤ z − c∗ + ε). Thus we have, lim supn P (Xn∗ + Yn∗ ≤ z) ≤ F (z − c∗ + ε). Also, P (Xn∗ + Yn∗ ≤ z) ≥ P (Xn∗ + Yn∗ ≤ z, |Yn∗ − c∗| ≤ ε) ≥ P (Xn∗ ≤ z − c∗ − ε, |Yn∗ − c∗| ≤ ε) ≥ P (Xn∗ ≤ z − c∗ − ε) − P (|Yn∗ − c ∗ | > ε). Thus lim infn P (Xn∗ + Yn∗ ≤ z) ≥ F (z − c∗ − ε). Let ε → 0, we have limn P (Xn∗ + Yn∗ ≤ z) = F (z − c∗). So far, we have proved that for ∀a, a (Xn + Yn) →L a (X + c).
(1)ξn = Op(1) and ηn = op(1), then we have, ξn = Op(1) ⇔ ∀Mn → ∞ P (|ξn| > Mn) → 0 as n → ∞. Also, P (|ξn + ηn| ≥ Mn) ≤ P (|ξn| ≥ Mn/2) + P (|ηn| ≥ Mn/2). Since ηn = op(1), P (|ηn| ≥ Mn/2) → 0 as n → ∞, we have, lim supn→∞ P (|ξn + ηn| ≥ Mn) = 0, i.e. limn→∞ P (|ξn + ηn| ≥ Mn) = 0. By the necessary and sufficient condition mentioned above, we have, ξn + ηn = Op(1).
(2)Suppose M satisfies ∀ε∗, ∃M s.t. P (|ξn| > M ) < ε∗.P (|ξnηn| ≥ ε) = P (|ξnηn| ≥ ε, |ξn| ≥ M ) + P (|ξnηn| ≥ ε, |ξn| < M ) ≤ P (|ξn| ≥ M ) + P (|ηn| ≥ ε/M ). lim supn→∞ P (|ξnηn| ≥ ε) ≤ ε∗. P (|ξnηn| ≥ ε) → 0 as n goes to infinity.
2. Xn, X ´‘Å•þ§y²Xn →L X ¿‡^‡´ ∀a, a Xn →L a X.
Sufficiency. If ∀a, a Xn →L a X, then for ∀t, ∀a, we have E(ita Xn) → E(ita X). Let t = 1. We get for ∀a, E(ia Xn) → E(ia X).
(2)Suppose that c > 0 otherwise −Yn → −c. ∀z, P (XnYn−1 ≤ z) = P (XnYn−1 ≤ z, |Yn − c| > ε) + P (XnYn−1 ≤ z, |Yn − c| ≤ ε) ≤ P (|Yn − c| > ε) + P (Xn ≤ z(c + ε)). lim supn P (XnYn−1 ≤ z) ≤ F (z(c + ε)). Similarly, P (XnYn−1 ≤ z) ≥ P (XnYn−1 ≤ z, |Yn − c| ≤ ε) ≥ P (Xn ≤ z(c − ε)) − P (|Yn − c| > ε). Thus, lim infn P (XnYn−1 ≤ z) ≤ F (z(c − ε)). ε is arbitrary, limn P (XnYn−1 ≤ z) = F (zc). The right hand side of the equation is the c.d.f of Xc−1. Thus, c = 0, XnYn−1 →L X−1.
p ÚOÆ1ngŠ’‰Y½J« 1. an > 0, bn > 0§ y²±e(ص (1)Op(1) + op(1) = Op(1); (2)Op(1) · op(1) = op(1); (3)Op(an) · op(bn) = op(anbn); (4)Op(an) · op(bn) = Op(an ∨ bn); (5)[op(an)r] = op(arn).
≥ |F (Mε) − F (−Mε)| − (|Fn(Mε) − F (Mε)| + |F (−Mε) − Fn(−Mε)|) > 1 − ε.
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The notation Xn = Op(1) will be used. We only need to prove that each element of the vector is Op(1).Since limnFn(x) = F (x), ∀ε > 0, ∃Nε, n > Nε, |Fn(X) − F (x)| < ε/4. Also, ∀ε, we can find Mε s.t.F (Mε) − F (−Mε) > 1 − ε/2. Thus we have, Fn(Mε) − Fn(−Mε) = Fn(Mε) − F (Mε) + F (−Mε) − Fn(−Mε) + F (Mε) − F (−Mε)