关于多维正态分布
多元正态分布随机数
多元正态分布随机数
多元正态分布随机数是指服从多维正态分布的随机变量所生成的随机数。
在统计学中，多元正态分布是一种常见的概率分布，它是一种定义在n维向量空间上
的连续概率分布。
通常使用的多元正态分布是二维和三维的。
一般来说，多元正态分布的随机数可以通过以下步骤产生：
1. 首先，生成标准正态分布的随机数。
标准正态分布是指均值为0、方差为1
的正态分布。
2. 然后，使用相关矩阵进行线性变换，将标准正态分布的随机数变换为服从多元正态分布的随机数。
3. 最后，根据需要对生成的多元正态分布的随机数进行调整，以满足特定的统计要求。
在实际应用中，多元正态分布的随机数可以用于模拟许多现实世界中的随机变量，如金融市场和天气模拟。
此外，多元正态分布的随机数也可用于解决统计探索、因素分析、回归分析、贝叶斯网络、机器学习算法等问题。
需要注意的是，多元正态分布的随机数生成过程涉及到矩阵运算和线性代数的知识，因此需要具备一定数学基础才能进行操作。
此外，在实际应用中，还需要考
虑随机数的样本量、参数设置等问题，以保证生成的多元正态分布的随机数满足特定的要求。
总之，多元正态分布的随机数生成是一种重要的统计方法，在许多领域都具有广泛的应用价值。
对于想要深入了解和应用多元正态分布随机数的人士，需要掌握相关数学知识和统计学基础，并且在实践中不断积累经验和提升技能。
克罗内克符号表示的多维正态分布公式
克罗内克符号表示的多维正态分布公式
多维正态分布是统计学中经常使用的一种概率分布模型，用于描述多个随机变
量的联合概率分布。
而克罗内克符号是一种用于表示多维正态分布的公式的特殊符号。
在多维正态分布中，以一个向量表示多个随机变量的取值，在该分布中，每个
变量的取值都符合独立同分布的正态分布。
通过克罗内克符号，我们可以将这些单变量的正态分布拼接在一起，从而得到多维正态分布的公式。
克罗内克符号通常表示为⊗，在多维正态分布中，用克罗内克符号来表示协方
差矩阵。
协方差矩阵是一个对称矩阵，描述了各个随机变量之间的相关性。
多维正态分布的公式可以表示为：
P(X) = 1/((2π)^(n/2) * √|Σ|) * exp(-1/2 * (X-μ)^T * Σ^(-1) * (X-μ))
其中，P(X) 是多维正态分布的概率密度函数，X 是一个 n 维向量，μ 是一个 n
维向量，表示各个变量的平均值。
Σ 是一个 n×n 的矩阵，表示协方差矩阵。
在这个公式中，(X-μ)^T 表示向量 X 减去向量μ 的转置，Σ^(-1) 表示协方差矩
阵的逆矩阵，exp(-1/2 * (X-μ)^T * Σ^(-1) * (X-μ)) 表示以向量 X 为自变量的指数函数。
通过以上的公式，我们可以计算出给定一个多维正态分布的概率密度函数 P(X)，从而对各个变量的取值进行概率分析和预测。
总结来说，克罗内克符号表示的多维正态分布公式能够在统计学中帮助我们描
述多个随机变量之间的相关性，并计算它们的联合概率分布。
这些分析结果在许多领域中都被广泛应用，如金融、生物统计学等。
多维正态联合分布 等价 均匀分布
多维正态联合分布等价于均匀分布1. 引言在概率论和统计学中，多维正态分布是一种常见的概率分布，它具有许多重要的性质和应用。
与之相关的是均匀分布，也是概率论中常见的概率分布。
本文将研究多维正态分布与均匀分布的等价性，探讨它们之间的关系和性质。
2. 多维正态联合分布的定义多维正态分布是指多维随机变量的联合分布满足正态分布的情况。
给定一个n维随机变量X，如果X的联合概率密度函数满足以下形式：f(X) = (2π)^(-n/2)|Σ|^(-1/2)exp(-1/2(X-μ)^TΣ^(-1)(X-μ))其中，μ是n维随机变量X的均值向量，Σ是X的协方差矩阵，则称X服从n维正态分布。
多维正态分布具有许多重要性质，比如对称性、独立性、线性变换性等。
3. 均匀分布的定义均匀分布是指随机变量的概率分布在一定区间内等概率地分布。
在一维情况下，均匀分布的概率密度函数是一个常数，在区间内的取值是均匀的。
在多维情况下，均匀分布具有类似的性质，即在一个n维区域内，随机变量的取值是均匀分布的。
4. 多维正态分布与均匀分布的等价性多维正态分布与均匀分布在某些条件下是等价的。
具体来说，在一定的线性变换下，多维正态分布可以等价于均匀分布。
这一性质在概率论和统计学的研究中具有重要意义。
通过适当的线性变换，我们可以将多维正态分布转化为均匀分布的情况，相当于对多维正态分布进行了一定的标准化处理。
5. 等价性证明对于二维情况，我们可以考虑二维正态分布的联合概率密度函数与二维均匀分布的概率密度函数之间的关系。
通过适当的线性变换，我们可以将二维正态分布的联合概率密度函数转化为二维均匀分布的概率密度函数的形式。
这一等价性可以通过数学推导和证明得到。
对于高维情况，我们可以借鉴二维情况下的证明方法，将多维正态分布与多维均匀分布的等价性进行推广和证明。
这一等价性可以帮助我们更好地理解多维正态分布的性质和特点，为其在实际应用中的使用提供了理论基础。
6. 结论多维正态联合分布与均匀分布的等价性是概率论和统计学中的一个重要性质。
多维正态分布特征函数
多维正态分布特征函数
多维正态分布，也称为多元正态分布或高斯分布，是多个连续随机变量组成的概率分布。
其特征函数定义为：E(e^(i t X)) = e^(i t u + (1/2)t t*C)，其中i 是虚数单位，t是实数，X是随机向量，u是均值向量，C是协方差矩阵。
这个特征函数描述了多维正态分布的一些关键属性。
首先，它揭示了分布的均值向量u，这是分布的中心位置。
其次，协方差矩阵C决定了分布的形状和各维度之间的相关性。
C的每个元素CCkk表示随机变量Xk和Xk之间的协方差。
如果CCkk等于0，那么Xk和Xk是独立的。
此外，特征函数的形式也表明多维正态分布具有旋转对称性，即分布的形状不会因为坐标轴的旋转而改变。
这一特性在许多实际应用中非常重要，如数据分析、信号处理和机器学习等领域。
总的来说，多维正态分布的特征函数是一个强大的工具，它提供了对分布属性的深入理解，并广泛应用于各种科学和工程领域。
多维正态分布条件概率
多维正态分布条件概率1. 引言多维正态分布作为概率分布函数的一种，是数据分析和预测的重要工具。
它适用于许多问题，如金融风险管理、医学研究和信号处理等领域。
本文将介绍多维正态分布条件概率的定义、性质及应用，旨在帮助读者更好地理解和使用这一常用工具。
2. 多维正态分布条件概率的定义多维正态分布指的是在多维空间中，各维度的变量服从正态分布的一类分布。
若$X$服从$n$维正态分布，则有：$$X\sim N(\mu, \Sigma)$$其中，$\mu$为$n$维向量，称为分布的均值向量；$\Sigma$为$n \times n$的协方差矩阵，协方差矩阵的对角线元素是各维度随机变量的方差，非对角线元素则是各维度随机变量之间的协方差。
对于一个条件随机变量$Y$，其条件概率密度函数可以表示为：$$p(x|Y=y)=\frac{p(Y=y|X=x)p(X=x)}{p(Y=y)}$$其中，$p(Y=y|X=x)$表示$Y$在给定$X=x$的条件下的条件概率密度函数，$p(X=x)$表示$X$的概率密度函数，$p(Y=y)$表示$Y$的概率密度函数。
3. 多维正态分布条件概率的性质多维正态分布条件概率具有以下性质：- 条件概率也是多维正态分布。
条件概率的均值向量和协方差矩阵可以通过标准的多元正态分布计算公式得出。
- 条件概率具有局部性。
即某一维度的条件概率只与该维度的值有关，与其他维度的值无关。
- 条件概率与边缘概率具有相似性。
条件概率与边缘概率具有类似的形式和性质，但是条件概率的均值向量和协方差矩阵会因为条件变量的不同而改变。
4. 多维正态分布条件概率的应用多维正态分布条件概率在金融领域中有着广泛的应用。
例如，在风险管理中，我们可以基于历史数据构建多维正态分布模型，并利用条件概率对当前市场的风险进行预测。
在医学研究中，我们可以利用多维正态分布条件概率对疾病的发生和治疗效果进行预测。
在信号处理中，我们可以利用多维正态分布条件概率对图像和声音进行分类和处理。
多元正态分布检验 r语言
多元正态分布检验 r语言多元正态分布是统计学中重要的概率分布之一，常用于分析多个随机变量之间的相关关系。
在R语言中，我们可以使用多种方法进行多元正态分布检验。
一、基本概念多元正态分布是指在多维空间中，各个维度的随机变量服从正态分布，并且各个维度之间存在线性相关性。
多元正态分布的概率密度函数由均值向量和协方差矩阵决定。
二、多元正态分布检验的目的多元正态分布检验的目的是判断给定的多维数据是否符合多元正态分布的假设。
如果数据符合多元正态分布，则可以使用多元正态分布的统计方法进行进一步的分析和推断。
三、多元正态分布检验的方法在R语言中，我们可以使用多种方法进行多元正态分布检验。
下面介绍两种常用的方法：Shapiro-Wilk检验和Anderson-Darling检验。
1. Shapiro-Wilk检验Shapiro-Wilk检验是一种常用的用于检验数据是否来自正态分布的方法。
在R语言中，我们可以使用shapiro.test函数进行Shapiro-Wilk检验。
该函数的用法如下：```Rshapiro.test(data)```其中，data为待检验的多维数据。
2. Anderson-Darling检验Anderson-Darling检验是另一种常用的用于检验数据是否来自正态分布的方法。
在R语言中，我们可以使用ad.test函数进行Anderson-Darling检验。
该函数的用法如下：```Rad.test(data)```其中，data为待检验的多维数据。
四、示例分析为了更好地理解多元正态分布检验的方法，下面我们使用一个示例数据进行分析。
假设我们有一组数据，包含两个变量x和y，共有100个观测值。
我们希望检验这组数据是否符合多元正态分布的假设。
我们需要将数据存储为一个矩阵或数据框，然后使用shapiro.test 函数进行Shapiro-Wilk检验。
代码如下：```Rdata <- matrix(c(x, y), ncol = 2)result <- shapiro.test(data)```其中，x和y分别为变量x和y的取值。
【5】多元正态分布的一些性质
【5】多元正态分布的⼀些性质上节我们通过四种⽅式定义了⼀个服从多维正态分布的随机向量，⽽这⼀节我们开始讨论随机向量的独⽴性和条件分布。
将p 维随机向量X ∼N p (µ,Σ)进⾏分割：X =X (1)r X (2)p −r ，µ=µ(1)rµ(2)p −r ，Σ=Σ11Σ12Σ21Σ22>0，(Σ11为r ×r ⽅阵)⼀、独⽴性设 p 维随机向量 X ∼N p (µ,Σ),X =X (1)X (2)∼µ(1)µ(2)，Σ11Σ12Σ21Σ22则X (1)与X (2)相互独⽴ ⇆这则充要条件说的是，对于⼀个服从正态分布的随机向量，若将其划分为两部分，那两个⼦量互不相关的充要条件是他们的协⽅差为O .(证明)设\Sigma_{12}=O ，则X 的联合密度函数为：\begin{align} f(x^{(1)},x^{(2)})=& \frac1{(2\pi)^{p/2}|\Sigma|^{1/2}}exp\left(-\frac12(x-\mu)' \left[ \begin{array}{cc} \Sigma_{11}&O\\O&\Sigma_{22} \end{array} \right]^{-1} (x-\mu) \right)\\ =& \frac1{(2\pi)^{r/2}|\Sigma_{11}|^{1/2}}exp\left(-\frac12(x^{(1)}-\mu^{(1)})'\Sigma_{11}^{-1} (x^{(1)}-\mu^{(1)}) \right)\\ &\cdot \frac1{(2\pi)^{(p-r)/2}|\Sigma_{22}|^{1/2}}exp\left(-\frac12(x^{(2)}-\mu^{(2)})'\Sigma_{22}^{-1} (x^{(2)}-\mu^{(2)}) \right)\\ =&f_1(x^{(1)})\cdot f_2(x^{(2)}) \end{align}因此X^{(1)},X^{(2)}相互独⽴。
飞书多维表格正态分布公式
飞书多维表格正态分布公式
飞书多维表格是一种功能强大的数据分析工具，可以帮助用户
对数据进行多维度的分析和展示。
正态分布（也称为高斯分布）是
统计学中非常重要的一种概率分布，其概率密度函数可以用公式表
示为：
f(x) = (1 / (σ √(2π))) e^(-(x-μ)^2 / (2σ^2))。
其中，f(x)表示随机变量x的概率密度函数，μ是正态分布的
均值，σ是标准差，e是自然对数的底，π是圆周率。
在飞书多维表格中，如果你想对数据进行正态分布的计算和展示，你可以利用表格中的函数和工具来实现。
首先，你可以在表格
中计算数据的均值和标准差，然后利用上述的正态分布公式来计算
每个数据点对应的概率密度值。
接着，你可以利用图表功能将这些
概率密度值以直方图或曲线图的形式展示出来，从而直观地展示数
据的正态分布情况。
除此之外，飞书多维表格还提供了丰富的数据透视和筛选功能，可以帮助用户更好地理解数据的分布情况。
通过透视表和筛选功能，
你可以按照不同的维度对数据进行分组和筛选，从而更全面地了解数据的正态分布情况。
总之，飞书多维表格可以帮助用户对数据进行多维度的分析和展示，而正态分布公式则可以帮助用户理解和展示数据的正态分布情况。
结合这两者，用户可以更好地理解和展示数据的正态分布特性。
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关于多维正态分布教材相关内容：第180页例3.4.12。
2n =的情形，第141页二元正态分布。
性质1：（正态分布在可逆仿射变换下仍是正态分布） 设维随机向量n (,)X N μΣ∼)，A 是n 阶实数可逆方阵，。
则R n b ∈(,Y AX b A bA A N μ′=++∼Σ。
证明：注意到1()x A Y b −=−，1()x A Y A b μμ−−=−−，2det(')det()det()det(')det()det()A A A A A Σ=⋅Σ⋅=Σ⋅所以，11111()()1(())|det |1(())'(())2|1()'(')()2Y AX b X f y f y f A y b A A y b A y b A y b A A A y b A μμμμ+−−−−−==−×⎛⎞=−−−Σ−−⎜⎟⎝⎠⎛⎞=−−−Σ−−⎜⎟⎝⎠1det |×) 故(,Y AX b N A b A A μ′=++Σ∼。
教材相关内容：第162页例3.3.9。
性质2：（具有独立分量的正态分布随机向量，边缘分布） 设1111220,0X X N X μμ⎛⎞Σ⎛⎞⎛⎞⎛⎞=⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟Σ⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠∼22其中X 是n 维随机向量，1X 是维随机向量，1n 2X 是维随机向量；，2n R i n i μ∈ii Σ是阶实数矩阵，。
则i n 1,2i =ii Σ是对称正定矩阵，1X 与2X 独立，并且(,)i ii i X N μΣ∼，i 。
1,2=证明：1、易见是对称矩阵，ii Σ1,2i =。
()111111112200000x x x x Σ⎛⎞⎛⎞′′Σ=≥⎜⎟⎜⎟Σ⎝⎠⎝⎠而且当且仅当。
因此'11110x x Σ=10x =11Σ是对称正定矩阵。
类似可证是对称正定矩阵。
22Σ2、对 ， 112200Σ⎛⎞Σ=⎜⎟Σ⎝⎠自然有111111221220,det det det 0−−−⎛⎞ΣΣ=Σ=⎜⎟Σ⎝⎠Σ⋅Σ从而121''1,121222'111(,)(,)212X X i ii i i x f x x x x x x x −−=⎛⎞⎛⎞=−Σ⎜⎟⎜⎟⎝⎠⎝⎠⎛⎞=−⎜⎟⎝⎠ΠΣ易见 '11(),1,2.2i X i i ii i f x x x i −⎛⎞=−Σ⎜⎟⎝⎠=从而1212,1212(,)()()X X X X f x x f x f x =⋅故1,2X X 独立，且(,)i i X N ii μΣ∼。
性质3：（正态分布随机向量的分量的独立化，正态分布的边缘分布仍是正态分布） 设11112221,X X N X μμ⎛⎞ΣΣ⎛⎞⎛⎞⎛⎞=⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟ΣΣ⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠∼1222其中X 是n 维随机向量，1X 是维随机向量，1n 2X 是维随机向量；，2n R i n i μ∈ij Σ是n 阶实数矩阵，i 。
记i ×j n 1,2=1112211120Y I Y Y I −⎛⎞⎛⎞⎛⎞==⎜⎟⎜⎟⎜⎟−ΣΣ⎝⎠⎝⎠⎝⎠12X X 其中是阶单位矩阵。
则i I i n 1. 1−⎞⎟，从而1Y 和2Y 独立。
1111221111222111120,0Y N μμμ−⎛⎞Σ⎛⎞⎛⎜⎟⎜⎟⎜−ΣΣΣ−ΣΣΣ⎝⎠⎝⎝⎠∼⎠2. (,)ii i i X N μΣ∼，1,2i =。
证明：根据性质1，1111221112211111112111121121112221112212221111122111122211112000,00,0Y I X Y Y I X I I I N I I I N μμμμμ−−−−−−⎛⎞⎛⎞⎛⎞==⎜⎟⎜⎟⎜⎟−ΣΣ⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎛⎞ΣΣ⎛⎞−ΣΣ⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟−ΣΣ−ΣΣΣΣ⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎛⎞Σ⎛⎞⎛⎞=⎜⎟⎜⎟⎜⎟−ΣΣΣ−ΣΣΣ⎝⎠⎝⎠⎝⎠∼由性质2知，和独立，并且1Y 2Y 11111(,)X Y N μ=Σ∼。
用类似的办法可以证明22(,X N 22)μΣ∼。
这里使用的变量变换是从不独立（1,2X X 2H 可能不独立）到独立（构造出来的是独立的），而对正态分布随机向量的分量，独立与不相关是等价的（性质3），而不相关相当于几何上的垂直（关于空间上的内积），因此这本质上就是内积空间中向量组的Gram-Schmidt 正交化过程。
这方法在教材第141页例3.1.7、第149页例3.2.5、第174页例3.4.9、第189页例3.5.4中都有体现。
另外，这里得到的结论对应教材第149页例3.2.5（二元正态的边缘分布）。
12,Y Y性质1’：（正态分布在非退化仿射变换下的不变性，性质1的一般形式） 设n 维随机向量(,)X N μΣ∼，A 是m n ×阶实数方阵，rank A m =（即的行向量A 是线性无关的），。
则Y A R m b ∈(,N A b )A A X b μ′=++Σ∼。
证明：因为是满行秩矩阵，所以A m n ≤。
如果m n =，则是可逆矩阵，这时结论如b 中形式。
A 如果，则的个维行向量线性无关，我们可以将它们扩充为n 维空间的一组基，也就是说存在m n <A m n ()n m n −×矩阵B 使得n nA B ×⎛⎞⎜⎟⎝⎠ 是可逆矩阵，由性质1，'',(','),0'Y A b A b A A b A A A B X N A B N Z B B B B B A B B μμμμ⎛+⎞⎛+ΣΣ⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎛⎞=+Σ=⎜⎟⎜⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟ΣΣ⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝∼'⎞⎟⎠') 由性质3知，它的一个边缘分布为(,Y AX b N A b A A μ=++∼Σ。
一个常用的结论（性质1’的特例）设12,,,n X X …X i 独立，2(,)i i X N μσ∼，1,2,,i n =…，，其中12,,,,R n a a a b ∈…12,,,n a a a …不全为零。
则2222111111(,n n n n n n a X a X b N a a b a a )μμσσ++++++ ∼ 。
证明：由独立性知，112,,1121()1(,,)()()2n n n i i X X n X X n i i x f x x f x f x μσ=⎛⎞−==−⎜⎟⎝⎠∑… 即21112(,,),n n n X X N μσμσ⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎜⎟⎜⎟⎜⎟′⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎝⎠⎝⎠⎝⎠…∼ ，于是在性质5中取。
因不全为零，故满行秩。
于是应用性质1’就得到这个结论。
1(,...,)n A a a =12,,,n a a a …A 教材相关内容：第159页例3.3.6。
性质4：（正态分布参数的概率含义） 设维随机向量n (,)X N μΣ∼。
则()E X μ=（即()i i E X μ=，），1,...,i n =Σ是X 的协方差矩阵（即,i j Cov(,)i j X X Σ=，,i j =1,...,n ）。
证明：因为Σ是n 阶实对称正定方阵，所以存在n 阶正交矩阵使得C 212'n C C λλ⎛⎞⎜⎟Σ=⎜⎟⎜⎟⎝⎠，10,...,0.n λλ>>记1n λλ⎛⎞⎜⎟Λ=⎜⎜⎟⎝⎠⎟，A C =Λ， 则A 是n 阶可逆矩阵，，于是。
2'C C Σ=Λ2''C C AA Σ=Λ=令1(Y A X )μ−=−，则由性质1知道111111'(,)(n Y A X A N A A A A N μμμ−−−−−−=−−Σ=∼0,I )其中I 是n 阶单位矩阵。
于是的联合概率密度函数为 n Y2111()'22n Y k k f y y y =⎛⎞⎛=−=−⎜⎟⎜⎝⎠⎝y ⎞⎟⎠， 因此，于是...1,...,(0,1)i i d n Y Y N ∼()0k E Y =，1,;Cov(,)0,.i j i j Y Y i j =⎧=⎨≠⎩，即()0E Y =，I Y n Σ=，因此，由数学期望和协方差矩阵的性质，得到()()()E X E AY AE Y μμμ=+=+=，''X Y A A AA Σ=Σ==Σ。
上述证明给出的构造过程叫做正态分布的标准化过程（我们称为n 维标准正态分布）。
(0,I )n N教材相关内容：有了协方差矩阵就可以很容易地得到相关系数，对的情形，2n =21121222σρσσρσσσ⎛⎞Σ=⎜⎟⎝⎠， 所以()2Var i i X σ=，121Cov(,)X X 2ρσσ=，从而1212,12X X ρσσρρσσ== 是12,X X 的相关系数，这就是教材第174页例3.4.9的结论。
教材第180页例3.4.12中定义多维正态分布时，数学期望向量和协方差矩阵的说法本不应该写在定义的叙述中，因为它们是概率密度函数的自然推论。
性质5：（对正态分布随机向量的分量，独立性与不相关性等价） 设11112221,X X N X μμ⎛⎞ΣΣ⎛⎞⎛⎞⎛⎞=⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟ΣΣ⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠∼1222其中X 是n 维随机向量，1X 是维随机向量，1n 2X 是维随机向量；，2n R i n i μ∈ij Σ是n 阶实数矩阵，i 。
则i ×j n 1,2=1X 与2X 独立当且仅当1221′0Σ=Σ=；证明：充分性就是性质2。
下证必要性。
因1X 与2X 独立，所以1X 的任何分量U 与2X 的任何分量V 独立，于是Cov(,)U V 0=，而根据性质4，是ΣX 的协方差矩阵，的元素是1221′Σ=Σ1X 的分量与2X 的分量的协方差，因此。
12210′Σ=Σ=教材相关内容：第178页性质3.4.13。
性质6：（正态分布的条件分布仍是正态分布） 设。
111112222122,X X N X μμ⎛⎞ΣΣ⎛⎞⎛⎞⎛⎞=⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟ΣΣ⎝⎠⎝⎠⎝⎠⎝⎠∼则1. 在已知11X x =发生的条件下，2X 的条件概率分布是正态分布11221111122211112((),N x μμ−−+ΣΣ−Σ−ΣΣΣ)2. 2X 关于1X 的线性回归与非线性回归相同：)E X 1212211111(|)(X X μμ−=+ΣΣ−。
证明：由性质3，我们知道与12221111Y X X −=−ΣΣ1Y X 1=独立，并且11222111122211112(,Y N μμ−−)−ΣΣΣ−ΣΣΣ∼于是在已知11X x =的条件下，12221111X Y −=+ΣΣx 2，X 的条件概率分布就是的概率分布，根据性质1，的分布是正态分布122111Y −+ΣΣ1x 122111Y −+ΣΣ1)1x，11221111122211112((),N x μμ−−+ΣΣ−Σ−ΣΣΣ这就是在已知1X x =的条件下2X 的条件概率分布。