概率论习题第四章答案

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概率论与数理统计第四章习题及答案

概率论与数理统计第四章习题及答案

概率论与数理统计习题 第四章 随机变量的数字特征习题4-1 某产品的次品率为,检验员每天检验4次,每次随机地取10件产品进行检验,如发现其中的次品数多于1个,就去调整设备,以X 表示一天中调整设备的次数,试求)(X E (设诸产品是否为次品是相互独立的).解:设表示一次抽检的10件产品的次品数为ξP =P (调整设备)=P (ξ>1)=1-P (ξ≤1)= 1-[P (ξ=0)+ P (ξ=1)]查二项分布表1-=.因此X 表示一天调整设备的次数时X ~B (4, . P (X =0)=⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛04××=.P (X =1)=⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛14××=, P (X =2)= ⎪⎪⎭⎫⎝⎛24××=.P (X =3)=⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛34××=, P (X =4)= ⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛44××=. 从而E (X )=np =4×=习题4-2 设随机变量X 的分布律为Λ,2,1,323)1(1==⎭⎬⎫⎩⎨⎧-=+j j X P jjj ,说明X的数学期望不存在.解: 由于1111133322(1)((1))3j j j j j j j j j P X j j j j ∞∞∞++===-=-==∑∑∑,而级数112j j ∞=∑发散,故级数11133(1)((1))j jj j j P X j j∞++=-=-∑不绝对收敛,由数学期望的定义知,X 的数学期望不存在. 习题X-2 0 2 k p求)53(),(),(22+X E X E X E .解 E (X )=(-2)+0+2=由关于随机变量函数的数学期望的定理,知E (X 2)=(-2)2+02+22=E (3X 2+5)=[3 (-2)2+5]+[3 02+5]+[322+5]=如利用数学期望的性质,则有E (3X 2+5)=3E (X 2)+5=3+5=4.135)(3)53(,8.23.04.0)(,2.03.023.004.02)(222222)2(=+=+=⨯+⨯=-=⨯+⨯+⨯-=-X E X E X E X E习题4-4 设随机变量X 的概率密度为⎩⎨⎧≤>=-0,0,0,)(x x e x f x 求XeY X Y 2)2(;2)1(-==的数学期望.解22)(2)0(2)(2)2()()(00=-=+-=+⋅===∞-∞+-∞-+∞-∞-+∞∞-⎰⎰⎰⎰xx xx e dx e xe dx xe dx x dx x xf X E Y E I3131)()()(0303022=-==⋅==∞-∞+-∞+---⎰⎰xx x x X edx e dx e e e E Y E II 习题4-5 设),(Y X 的概率密度为⎩⎨⎧≤≤≤=其它,0,10,12),(2x y y y x f求)(),(),(),(22Y X E XY E Y E X E +.解 各数学期望均可按照⎰⎰+∞∞-+∞∞-=dxdy y x f y x g Y X g E ),(),()],([计算。

概率论何书元答案第四章

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概率论何书元答案第四章1、二次函数y=3x2-4x+5的一次项系数是()。

[单选题] *34(正确答案)512、要使多项式不含的一次项,则与的关系是()[单选题] *A. 相等(正确答案)B. 互为相反数C. 互为倒数D. 乘积为13、设M=(x﹣3)(x﹣7),N=(x﹣2)(x﹣8),则M与N的关系为( ) [单选题] *A. M<NB. M>N(正确答案)C. M=ND. 不能确定4、若a=-3 ?2,b=-3?2,c=(-)?2,d=(-)?,则( ) [单选题] *A. a<d<c<bB. b<a<d<cC. a<d<c<bD. a<b<d<c(正确答案)5、10.如图是丁丁画的一张脸的示意图,如果用表示左眼,用表示右眼,那么嘴的位置可以表示成().[单选题] *A.(1,0)B(-1,0)(正确答案)C(-1,1)D(1,-1)6、已知sina<0且cota>0,则是()[单选题] *、第一象限角B、第一象限角C、第三象限角(正确答案)D、第四象限角7、7.如图,数轴上点M表示的数可能是()[单选题] *A.5B.﹣6C.﹣6(正确答案)D.68、36.如果x2﹣kxy+9y2是一个完全平方式,那么k的值是()[单选题] * A.3B.±6(正确答案)C.6D.±39、23.将x-y-6=0改写成用含x的式子表示y的形式为()[单选题] *A. x=y+6B. y=x-6(正确答案)C. x=6-yD. y=6=x10、-230°是第()象限角?[单选题] *第一象限第二象限(正确答案)第三象限第四象限11、9.如果向东走记为,则向西走可记为() [单选题] * A+3mB+2mC-3m(正确答案)D-2m12、下列各角中,与300°终边相同的角是()[单选题] *A、420°B、421°C、-650°D、-60°(正确答案)13、按顺时针方向旋转形成的角是(). [单选题] *A. 正角B. 负角(正确答案)C. 零角D. 无法判断14、下列函数是奇函数的是()[单选题] *A、f(x)=3x(正确答案)B、f(x)=4xC、f(x)= +2x-1D、f(x)=15、11、在第二、四象限内两条坐标轴夹角平分线上的点,它们的横坐标与纵坐标是()[单选题] *A.相等B.互为相反数(正确答案)C.零D.以上结论都不对16、46、在直角三角形ABC中,,,则的三条高之和为()[单选题] *A.8.4B.9.4(正确答案)C.10.4D.11.17、已知x-y=3,x2-y2=12,那么x+y的值是( ??) [单选题] *A. 3B. 4(正确答案)C. 6D. 1218、20.已知集合A={x|x2(x的平方)-2 023x+2 022<0},B={x|x<a},若A?B,则实数a的取值范围是___. [单选题] *A a≥2022(正确答案)B a>2022C a<2022D a≥119、7.如图,点O在直线AB上,射线OC平分∠DOB.若∠COB=35°,则∠AOD等于()[单选题] *A.110°(正确答案)B.145°C.35°D.70°20、42、如图,在AB、AC上各取一点E、D,使AE=AD,连接BD、CE相交于点O,再连接AO、BC,若∠1=∠2,则图中全等三角形共有()[单选题] *A.5对(正确答案)B.6对C.7对D.8对21、5、若关于x的一元二次方程(a-1)x2+x+a2-1=0的一个根是0,则a的值是()[单选题] *A、1B、-1(正确答案)C 、1或-1D、222、3.如果两个数的和是正数,那么[单选题] *A.这两个数都是正数B.一个为正,一个为零C.这两个数一正一负,且正数的绝对值较大D.必属上面三种情况之一(正确答案)23、2.如图,BC=AB,D为AC的中点,DC=3cm,则AB的长是()[单选题] *A.4cm(正确答案)B.CmC.5cmD.cm24、以A(3,2),B(6,5),C(1,10)为顶点的三角形是()[单选题] *A、锐角三角形B、锐角三角形C、直角三角形(正确答案)D、无法判断25、44、如图,AC、BD相交于点E,AB=DC,AC=DB,则图中有全等三角形()[单选题] *A.1对B.2对C.3对(正确答案)D.4对26、17. 的计算结果为()[单选题] *A.-7B.7(正确答案)C.49D.1427、(正确答案)函数y=4x+3的定义域是()。

概率论第四章习题解答

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1第四章随机变量的数字特征I 教学基本要求1、理解随机变量的数学期望与方差的概念,掌握它们的性质与计算,会求随机变量函数的数学期望;2、掌握两点分布、二项分布、泊松分布、均匀分布、指数分布、正态分布的数学期望与方差;3、了解切比雪夫不等式及应用;4、掌握协方差、相关系数的概念与性质,了解矩和协方差矩阵的概念;5、了解伯努利大数定理、切比雪夫大数定律、辛钦大数定理;6、了解林德伯格-列维中心极限定理、棣莫弗―拉普拉斯中心极限定理,掌握它们在实际问题中的应用.II 习题解答A 组1、离散型随机变量X 的概率分布为X -2 0 2 p0.400.300.30求()E X 、(35)E X +、2()E X ?解:()(2)0.4000.3020.300.2E X =-⨯+⨯+⨯=-;(35)3()5 4.4E X E X +=+=;2222()(2)0.4000.3020.30 1.8E X =-⨯+⨯+⨯=.2、某产品表面瑕疵点数服从参数0.8λ=的泊松分布,规定若瑕疵点数不超过1个为一等品,每个价值10元,多于4个为废品,不值钱,其它情况为二等品,每个价值8元求产品的平均价值?解:设X 为产品价格,则0X =、8、10.通过查泊松分布表可知其相应概率分布为X 0 8 10 p0.00140.80880.1898则()80.1898100.80889.61E X =⨯+⨯≈(元).3、设随机变量X 的分布函数为00()/40414x F x x x x ≤⎧⎪=<≤⎨⎪>⎩.求()E X ?解:由分布函数知X 的密度函数为1/404()0x f x <≤⎧=⎨⎩其它则4()()24x E X xf x dx dx +∞-∞===⎰⎰.4、设随机变量X 服从几何分布,即1()(1)k p X k p p -==-(1,2,)k = ,其中01p <<是常数.求()E X ?解:1111()(1)(1)k k k k E X kp p pk p +∞+∞--===-=-∑∑由级数2121123(1)k x x kx x -=+++++- (||1)x <,知 211()[1(1)]E X p p p =⨯=--.5、若随机变量X 服从参数为λ的泊松分布,即的泊松分布,即()!kp X k e k λλ-== (0,1,2,)k =求()E X 、2()E X ?解:1()!(1)!kk k k E X k ee ee k k λλλλλλλλλ-+∞+∞---======-∑∑;12201(1)()[]!(1)!!kk kk k k k k E X keee k k k λλλλλλλλ-+∞+∞+∞---===+===-∑∑∑1210[]()(1)!!k kk k e e e e k k λλλλλλλλλλλλ-+∞+∞--===+=+=+-∑∑. 6、某工程队完成某项工程的时间X (单位:月)服从下述分布X 10 11 12 13 p0.40.30.20.1(1) 求该工程队完成此项工程的平均时间;(2) 设该工程队获利50(13)Y X =-(万元).求平均利润? 解:(1)()100.4110.3120.2130.111E X =⨯+⨯+⨯+⨯=(月);(2) ()[50(13)]65050()100E Y E X E X =-=-⨯=(万元). 7、若随机变量X 服从区间[,]a b 上的均匀分布,即1()a x b f x b a ⎧≤≤⎪=-⎨⎪⎩其它求()E X 、2()E X ?解:()()2bax a b E X xf x dx dx b a +∞-∞+===-⎰⎰;22222()()3baxa ab b E X x f x dx dx b a +∞-∞++===-⎰⎰. 8、若随机变量X 服从参数为λ的指数分布,即的指数分布,即0()0x ex f x x λλ-⎧>=⎨≤⎩0求()E X 、2()E X ?解:0()()xxE X xf x dx x edxxdeλλλ+∞+∞+∞---∞===-⎰⎰⎰1xxxeedxλλλ+∞+∞--=-+=⎰;2222202()()2xxxE X x f x dxx edxx exedxλλλλλ+∞+∞+∞+∞----∞-∞===-+=⎰⎰⎰.9、离散型随机变量X 的概率分布为X 0 2 6 p3/12 4/12 5/12求()E X 、[ln(2)]E X +?解:34519()0261212126E X =⨯+⨯+⨯=;34513[ln(2)]ln(02)ln(22)ln(62)ln 21212126E X +=+⨯++⨯++⨯=.10、设2~(,)X N μσ,求(||)E X μ-?解:22()21(||)||2x E X x e dx μσμμπσ--+∞-∞-=-⎰令x t μσ-=,由偶函数性质有222022(||)()2t t E X e d μσσππ+∞--==⎰.11、设某商品需求量(10,30)X U ,销售商进货量n 在(10,30)之间,是一个整数.每销售一件商品获利500(元),若供小于求,每件产品亏损100(元).若供大于求,则从外地调运,每件商品可获利300(元).为使利润期望值不少于9280(元),进货量最少应为多少?解:按题意利润Y 与X 、n 的关系为500300()1030500100()1030n X n n X Y X n X X n +-≤<≤⎧=⎨--≤<≤⎩则利润平均值为10101()[[500100()][500300()]20n n E Y X n X dx n X n dx =--++-⎰⎰ 27.53505250n n =-++由题意知27.535052509280n n -++≥解得62263n ≤≤,则最少进货量为21.12、某保险公司规定,如果一年内顾客投保事件A 发生,则赔偿顾客a 元.以往资料表明事件A 发生的概率为p .为使公司收益期望值为0.1a ,则应向顾客收取都少保费?解:设应向顾客收取x 元保费,公司的收益为Y 元则Yx x a - p1p -p按题意()(1)()0.1E Y x p x a p a =-+-= 解得0.1x ap a =+.13、设随机变量X 的密度函数为1cos0()220x x f x π⎧≤≤⎪=⎨⎪⎩其它.对X 进行独立重复观测4次,Y 表示观测值大于/3π的次数,求2Y 的数学期望?解:显然~(4,)Y b p ,其中p 是(/3)X π>的概率,故31()cos 0.5322xp p Xdx πππ=>==⎰所以44()0.50.5kkkp Y k C -==⨯ (0,1,2,3,4)k =则有42244()0.50.55k kkk E Y k C -==⨯=∑.14、设随机变量X 、Y 相互独立,且都服从标准正态分布求22Z X Y =+的数学期望?解:由题意知X 、Y 的联合密度函数为2221(,)2x y f x y eπ+-=于是22222221()(,)2x y E Z x y f x y dxdy x y edxdy π++∞+∞+∞+∞--∞-∞-∞-∞=+=+⎰⎰⎰⎰令cos x r θ=、sin y r θ=得222222201()22r r E Z r e drd r e drππθπ+∞+∞--===⎰⎰⎰.15、已知(,)X Y 的分布如下,令max{,}Z X Y =,求()E Z ?YX0 5 10 15 0 0.02 0.06 0.02 0.10 5 0.04 0.15 0.20 0.10 100.010.150.140.01解:由题设可得Z 的分布为Z 0 510 15 p 0.020.25 0.52 0.21()00.0250.25100.52150.219.6E Z =⨯+⨯+⨯+⨯=.16、设(,)X Y 的联合密度函数为21201(,)0yy x f x y ⎧≤≤≤=⎨⎩其它求()E X 、()E Y 、()E XY 、22()E X Y +?解:12004()(,)125xE X xf x y dxdydx xy dy+∞+∞-∞-∞-∞===⎰⎰⎰⎰; 1303()(,)125x E Y yf x y dxdy dx y dy +∞+∞-∞-∞===⎰⎰⎰⎰;;131()(,)122xE XY xyf x y dxdy dx xy dy +∞+∞-∞-∞-∞===⎰⎰⎰⎰; 122222220016()()(,)()15xE XY xy f x y dxdydx xy y dy+∞+∞-∞-∞-∞+=+=+=⎰⎰⎰⎰. 17、设随机变量(,)X Y 的密度函数为1()02,02(,)8x y x y f x y ⎧+≤≤≤≤⎪=⎨⎪⎩其它求()E X ?解:22007()(,)()88xE X xf x y dxdyxy dxdy+∞+∞-∞-∞==+=⎰⎰⎰⎰. 18、甲乙二人相约在12:00~13:00之间会面,设X 、Y 分别表示甲乙到达时间,且相互独立已知X 、Y 的密度函数为2301()0x x f x ⎧<<=⎨⎩其它、201()0y y f y <<⎧=⎨⎩其它求先到达者需要等待时间的数学期望?解:等待时间可以表示为||X Y -,由于X 、Y 的联合密度函数为2601,01(,)0x y x y f x y ⎧<<<<=⎨⎩其它11200(||)||6E X Y x y x ydxdy ⇒-=-⎰⎰112200001()6()|64xyx y x ydydx y xx ydxdy =-+-=⎰⎰⎰⎰.19、设二维随机变量(,)X Y 在曲线2y x =、2y x =+所围区域G 内服从均匀分布,内服从均匀分布,求求数学期望()E X 、()E Y ?解:设(,)X Y 的联合密度函数为(,)(,)0(,)c x y G f x y x y G∈⎧=⎨∉⎩,由密度函数性质解出9/2c =下面分别求出边沿密度函数当12x -≤≤时,有22222()(2)99x X xf x dy x x +==+-⎰,故此 22(2)12()90X x x x f x ⎧+--≤≤⎪=⎨⎪⎩其它 当01y ≤≤时,有24()99y Y y f y dx y--==⎰当14y <≤时,有222()(2)99y Y y f y dx y y --==+-⎰,所以 40192()(2)1490Y y y f y y y y ⎧≤≤⎪⎪⎪=+-<≤⎨⎪⎪⎪⎩其它从而22121()()(2)92XE X xfx dx x x x dx +∞-∞--==+-=⎰⎰; 1401428()()(2)995Y E Y yf y dy y yd y y y dy +∞-∞-∞==++-=⎰⎰⎰. 20、离散型随机变量X 的概率分布为X -2 0 2 p0.40 0.30 0.30求()D X ?解:由题意易知()0.2E X =-、2() 1.8E X =,所以22()()[()] 1.80.04 1.76D X E X E X =-=-=.21、设随机变量X 的分布函数为00()/40414x F x x x x ≤⎧⎪=<≤⎨⎪>⎩.求()D X解:由题意易知X 的密度函数为1/404()0x f x <≤⎧=⎨⎩其它,且()2E X=,则242(2)4()(())()43x D X x E X f x dx dx +∞-∞-=-==⎰⎰. 22、若随机变量X 服从参数为λ的泊松分布,求()D X ? 解:由题意易知()E X λ=、22()E X λλ=+,故22()()[()]D X E X E X λ=-=.23、设随机变量(,)X Y 的密度函数为1()02,02(,)80x y x y f x y ⎧+≤≤≤≤⎪=⎨⎪⎩其它求()D X ?解:由题意易知7()8E X =,故2222001711()[()](,)()()8636D X x E X f x y dxdy x x y dxdy +∞+∞-∞-∞-∞=-=-+=⎰⎰⎰⎰. 24、设二维随机变量(,)X Y 在曲线2y x =、2y x =+所围区域G 内服从均匀分布,内服从均匀分布,求求方差()D X 、()D Y ?解:由题意易知22(2)12()90X x x x f x ⎧+--≤≤⎪=⎨⎪⎩其它、40192()(2)1490Y yy f y y y y ⎧≤≤⎪⎪=+-<≤⎨⎪⎪⎪⎩其它1()2E X =、8()5E Y =22222127()()(2)910X E X x f x dx x x x dx+∞-∞--==+-=⎰⎰14222214247()()(2)9914Y E Yy f y dyy ydyy y dy +∞-∞-∞==++-=⎰⎰⎰229()()[()]20D X E X E X =-=;22279()()[()]350D YE Y E Y =-=.25、设10只同种元件中由2只是坏的,装配仪器时,从中任取1只,如果是不合格品,则扔掉后重取1只,求取出合格品前取出次品数的方差?只,求取出合格品前取出次品数的方差?解:设X 表示取出合格品前已取出次品的数目,则X0 1 2 p8/10 16/90 2/90故2()9E X =、24()15E X =所以2288()()[()]405D XE X E X =-=.26、设随机变量X 的密度函数为||1()2x f x e -=.求()E X 、()D X ?解:||1()()02x E X xf x dx x e dx+∞+∞--∞-∞===⎰⎰; 222||2011()(())()222x xD XE X E X x f x dx x e dx x e dx +∞+∞+∞---∞-∞=-====⎰⎰⎰.27、设X 为随机变量,证明:对任意常数C ,有2()()D X E X C ≤-,当()C E X =时等号成立.证明:22222()(2)()2()E X C E X CX C E X CE X C -=-+=-+22222()[()]{[()]2())}()[()]E X E X E X CE X C D X E X C =-+-+=+-由于2[()]E X C -非负,从而有2()()D X E X C ≤-,且当()C E X =时2()()D X E X C =-.28、设U 服从(-2,2)上的均匀分布,定义X 、Y 如下1111U X U -<-⎧=⎨>-⎩、1111U Y U -<⎧=⎨>⎩求()D X Y +?解:先求X Y +的分布(2)(1,1)(1,1)(1)1/4p X Y p X Y p U U p U +=-==-=-=<-<=<-= (2)(1,1)(1,1)(1)1/4p X Y p X Y p U U p U +=====≥-≥=≥= (0)1(2)(2)1/2p X Y p X Y p X Y +==-+=-+=-=所以()0E X Y +=,从而2()()2D X Y E X Y +=+=.29、已知()750E X =、2()15D X =.请估计概率(700800)p X <<? 解:由切比雪夫不等式有2215(700800)(|750|50)10.9150p X p X <<=-<≥-≈.30、设()2E X =-、()1D X =、()2E Y =、()4D Y =、0.5XY ρ=-,利用由切比雪夫不等式估计概率(||6)p X Y +≥的上限?解:因为()0E X Y +=、()()()2(,)3D X Y D X D Y Cov X Y +=++=,所以,所以2()1(||6)(|()()|6)612D X Y p X Y p X YE X Y ++≥=+-+≥≤=. 31、设()4D X =、()9D Y =、0.5XY ρ=,求(23)D X Y -? 解:(,)()()3XY Cov X Y D X D Y ρ==(23)4()9()2(2,3)16813661D X Y D X D Y Cov X Y -=++-=+-=.32、设(,)X Y 的联合密度函数为21201(,)0yy x f x y ⎧≤≤≤=⎨⎩其它求(,)Cov X Y ?解:由题意易知4()5E X =、3()5E Y =、1()2E XY =,故 1431(,)()()()25550Cov X Y E XY E X E Y ⨯=-=-=⨯. 33、设二维随机变量(,)X Y 在曲线2y x =、2y x =+所围区域G 内服从均匀分布,内服从均匀分布,求求协方差(,)Cov X Y 与相关系数XY ρ?解:由题意易知1()2E X =、8()5E Y =、9()20D X =、279()350D Y =2221225()994x x G E XY xy dxdy xdx ydy +-===⎰⎰⎰⎰所以9(,)()()()20Cov X Y E XY E X E Y =-=; (,)0.751()()XYCov X Y D X D Y ρ=≈.34、设二维随机变量(,)X Y 的联合分布为YX-1 0 1 00.07 0.18 0.15 100.080.320.20求22(,)Cov X Y解:先求2X 、2Y 、22X Y 的分布2(0)0.4p X ==、2(1)0.6p X == 2(0)0.5p Y ==、2(1)0.5p Y == 22(0)0.72p X Y ==、22(1)0.28p X Y ==所以2()0.6E X =、2()0.5E Y =、22()0.28E X Y =,由此得222222(,)()()()0.02Cov X Y E X Y E X E Y =-=-.35、随机变量(,)X Y 的密度函数为201,11(,)0x x y f x y ≤≤-≤≤⎧=⎨⎩其它求()D X Y +?解:当01x <<时,有11()22X x f x d y x -==⎰;当01y <<时,有11()22Y y f y d x y -==⎰,故2()()3E X E Y ==、1()()18D X D Y == 由于(,)()()X Y f x y f x f y ≠,即X 与Y 不独立.所以11015()212xE XY xydxdy -==⎰⎰541(,)()()()12936Cov X Y E XY E X E Y =-=-=- 1()()()2ov(,)18D X Y D X D Y C X Y +=++=.36、将1枚硬币抛n 次,以X 、Y 分别表示正面向上与反面向上的次数,求(,)Cov X Y 、XY ρ解:由于X Y n+=,即Y n X=-,于是1XYρ=-;又因~(,0.5)X b n 、~(,,0.5)Y b n ,所以()()/4D X D Y n ==,故(,)(,)(,)()/4Cov X Y Cov X n X Cov X X D X n =-=-==.37、设X 与Y 独立,且都服从参数为λ的泊松分布,令2U X Y =+、2V X Y =-求U 与V 的相关系数?解:由于()(2)4()()5D U D X Y D X D Y λ=+=+= ()(2)4()()5D V D X Y D X D Y λ=-=+=所以(,)(2,2)Cov U V Cov X Y X Y =+-4()(,2)(2,)()3D X Cov Y X Cov X Y D Y λ=+--=由此得(,)35(),()XYCov X Y D X D Y ρ==. 38、设二维随机变量(,)X Y 的联合密度函数为1||0,01(,)0y x f x y <<<⎧=⎨⎩其它判断X 与Y 之间的相关性与独立性.解:由于12()3x xE X xdydx -==⎰⎰、、10()0x xE Y ydydx -==⎰⎰、10()0xxE XY xydydx -==⎰⎰,则(,)()()()0Cov X Y E X E Y E XY =-=故X 与Y 之间不相关;又因当01x <<时,有()2xXxf x dy x-==⎰,即201()0X x x f x <<⎧=⎨⎩其它同理可以求出110()1010X y y f x y y +-<<⎧⎪=-<<⎨⎪⎩其它由于(,)()()X Y f x y f x f y ≠,故X 与Y 之间不独立.39、设a 为区间(0,1)上一定点,随机变量(0,1)X U ,Y 是X 到a 的距离.问a 为何值时X 与Y 是不相关?解:由题设知()0.5E X =、||Y X a =-,所以11201()||()()2aaE Y x a dx a x dx x a dx a a =-=-+-=-+⎰⎰⎰3101()()()323a a a a E XY x a x dx x x a dx =-+-=-+⎰⎰31(,)3212a aCov X Y =-+令31(,)03212a a Cov X Y =-+=,可得方程2(21)(221)0a a a ---=在(0,1)内解得0.5a =,即0.5a =时,X 与Y 不相关. 40、设计算器进行加法计算时,所有舍入误差相互独立且在(0.5,0.5)-上服从均匀分布.(1) 将1500个数相加,问误差总和的绝对值超过15的概率是多少;(2) 最多可以有几个数相加,其误差总和的绝对值小于10的概率不小于0.90? 解:设第i 个数的舍入误差为i X (1,,)i n = ,故()0i E X =、()1/12i D X = (1,,)i n =记1ni i X X ==∑(1) 由林德伯格-列维中心极限定理有15001150001515000(||15)(||)15001/1215001/12i i x p X p =-⨯-⨯>=>∑151[2()1]0.180215001/12≈-Φ-=;(2) 由林德伯格-列维中心极限定理有1100100.90(||10)(||)2()11/121/121/12ni i x n n p X p n n n =-⨯-⨯≤<=≤≈Φ-∑即10()0.951/12n Φ≥,由于(1.645)0.95Φ=,则101.6451/12n ≥因此443.45n £,再由n 为整数得满足题意的个数为443.41、一批木材中有80%的长度不小于3m ,从中任取100根,求其中至少有30根长度短于3m 的概率?解:以X 表示100根木材中长度短于3m 的数目,则~(100,0.2)X b ,于是()20E X =,()16D X =.由于100n =较大,则由中心极限定理,近似有2~(20,4)X N ,由此有20302010(30)1(30)1()1()0.0062444X p X p X p --≥=-<=-<≈-Φ-=. 42、某商店出售价格分别为1(元)、1.2(元)、1.5(元)的3种蛋糕,种蛋糕,每种蛋糕被购买的概每种蛋糕被购买的概率分别为0.3、0.2、0.5.若某天售出300只蛋糕,(1) 求这天收入为400(元)的概率;(2) 求这天售出价格为1.2(元)蛋糕多于60只的概率?解:(1) 设第i 只蛋糕价格为iX (1,,300)i = .则i X的分布为i X1 1.2 1.5 p0.30.20.5于是可得() 1.29i E X =、2() 1.713iE X =、()0.0489i D X =令3001i i X X ==∑表示总收入,则由林德伯格-列维中心极限定理有300 1.29400300 1.29(400)()1(3.39)0.00033000.04893000.0489X p X p -⨯-⨯≥=>≈-Φ=⨯⨯;(2) 记Y 为300只蛋糕中售价为1.2(元)的蛋糕数目,则~(300,0.2)Y b ,于是()60E Y =、()48D Y =,由中心极限定理,近似有~(60,48)X N ,由此有606060(60)1()1(0)0.54848Y p Y p --≥=-<≈-Φ=.43、进行独立重复试验,每次试验中事件A 发生的概率为0.25.问能以95%的把握保证1000次试验中事件A 发生的频率与概率相差多少?此时A 发生的次数在什么范围内?解:设X 为1000次试验中事件A 发生的次数,则~(1000,0.25)X b ,由二项分布的性质知()250E X =、()187.5D X =,而事件A 发生的频率为/1000X .根据题意,可得如下不等式(|0.25|)0.951000X p ε-≤≥即(|250|1000)0.95p X ε-≤≥,由棣莫弗―拉普拉斯定理有25010001000(||)2()10.95187.5187.5187.5X p εε-≤≈Φ-≥即1000()0.975(1.96)187.5εΦ≥=Φ解得0.026ε³,这表明1000次试验中事件A 发生的频率与概率相差不超过0.026,相应的有1000次试验中事件A 发生的次数在224到276之间.44、某车间有同型号车床150台,在1小时内每台车床约有60%的时间在工作.假定各车床工作相互独立,工作时每台车床要消耗电能15kw.问至少要多少电能,才可以有99.5%的可能性保证此车间正常工作?解:以X 表示同时工作的车床数,则~(150,0.6)X b ,于是()90E X =、()36D X =,由题意知x 应使得下式成立(0)0.995p X x ≤≤≥由中心极限定理,近似有~(90,36)X N ,故有090909090(0)()()(15)0.9956666X x x p X x p ----≤≤=<<≈Φ-Φ-≥ 查标准正态分布表得90 2.586x -≥,即105.28x ≥,取整得106x =.故要保证车间有99.5%的可能性正常工作,需供电能151061590⨯=()kw .B 组1、将n 只球(1n 号)随机的装入n 只盒子(1n 号),一只盒子装一只球.若一只球装入的盒子与球同号,称为一个配对.记X 为配对数,求()D X ?解:引入随机变量i X (1,)i n = ,1i X =表示第i 号配对,0i X =表示第i 号不配对,则1n X X X =++ ,且1(1)i p X n ==(1,)i n = 即1()i E X n = (1,)i n =于是1()()1n E X E X X =++=因为i X 之间不独立,所以11111()()2(,)nn ni i i i j ii ij D X D X Cov X X -=====+∑∑∑∑下面考虑i j X X 的分布,由于i j X X 的取值只能是0、1,且1(1)(1,1)(1)i j i j p X X p X X n n =====- 所以1()(1)i j E X X n n =-,因此 21()()()()(1)i j i j i j Cov X X E X X E X E X n n =-=- 2211()21(1)nn D X Cnn n -⇒=+=-.2、设随机变量X 的分布函数为()F x ,其数学期望存在,证明()[1()]()E X F x dx F x dx +∞-∞=--⎰⎰.证明:00()()()()E X xf x dxxf x dxxf x dx +∞+∞-∞-∞==-⎰⎰⎰由于00()()()xxf x dxxdy f x dx +∞-∞=-⎰⎰⎰改变积分次序有00()(())()yxf x dxf x dx dyF y dy +∞-∞-∞-∞=-=-⎰⎰⎰⎰同理有()[1()]xf x dx F y dy +∞+∞=-⎰⎰ 0()[1()]()E X F x dxF x dx +∞-∞⇒=--⎰⎰.3、设随机变量X 的分布函数为0111()arcsin 11211x F x x x x π⎧<-⎪⎪=+-≤<⎨≥⎪⎩求()E X ?解:由上一题结论有()[1()]()E X F x dxF x dx +∞-∞=--⎰⎰111111[1arcsin ](arcsin )022x dx x dx ππ--=---+=⎰⎰.4、设连续随机变量X 的密度函数为()f x 若对任意常数c 有()()f c x f c x +=- (0)x >且()E X 存在.证明()E X c =.证明:令x t c =-则有()()()()()()E X xf x dxc t f c t dtcf c t dttf c t dt +∞+∞+∞+∞-∞-∞-∞-∞==++=+++⎰⎰⎰⎰由密度函数性质有()()cf c t dt cf c t dt c +∞+∞-∞-∞+=+=⎰⎰令u t =-,有()()()()tf c t dttf c t dtuf c u duuf c u du +∞+∞-∞-∞+=-=+=-+⎰⎰⎰⎰故()0tf c t dt +∞-∞+=⎰所以()E X c =.5、证明事件A 在一次试验中发生次数的方差不超过0.25.证明:设X 表示事件A 在一次试验中发生的次数,则(1,)X b p ,其中p 是事件A 发生的概率,则()(1)0D X p p =-≥由均值不等式得,当0.5p =时,()D X 有最大值0.25. 6、设随机变量X 服从几何分布,即1()(1)k p X k p p -==-(1,2,)k = ,其中01p <<是常数.求()D X解:1111()(1)(1)k k k k E X kp p p k p +∞+∞--===-=-∑∑由级数2121123(1)k x x kx x -=+++++- (||1)x <,知211()[1(1)]E X p p p =⨯=--又111[(1)](1)()(1)(1)k k k E X Xk k p Xk pk k p +∞+∞-==+=+==+-∑∑将21(1)x -的展开式两端求导得 1321223(1)(1)k x k kx x -=⋅+⋅++-+- 3222[(1)][1(1)]E X X pp p ⇒+==--222()()[()][(1)][()]D X E X E X E X X X E X ⇒=-=+-- 221[(1)]()[()]p E X X E X E X p-=+--=. 7、一只昆虫所生虫卵X 服从参数为λ的泊松分布,而每个虫卵发育成幼虫的概率为p ,且每个虫卵是否发育成幼虫相互独立,求一只昆虫所生幼虫数Y 的期望与方差?解:由题意知()!np X n en λλ-==(0,1,2,)λ= ,而n 个虫卵发育成k ()k n ≤个幼虫的概率为(|)(1)k kn knp Y k X n C p p -===- (0,1,,)k n =由全概率公式,对任意0,1,,k n = 有()()(|)(1)!nkkn kn n k n k p Y k p X n p Y k X n e C p p n λλ+∞+∞--========-∑∑(1)()[(1)]()()!()!!!k n kk kp pn k p p p p e e e e k n k k k λλλλλλλλ-+∞----=-===-∑即Y服从参数为pλ的泊松分布所以()()E Y D Y p λ==.8、设随机变量X 的密度函数()f x 是偶函数,且2(||)E X <+∞,证明X 与2X 不相关,但不独立.证明:因()f x 是偶函数,所以()xf x 、3()x f x 是奇函数,故此3()()0E X E X ==222(,)()()()0Cov X X E X X E X E X ⇒=⋅-=因而,X 与2X 不相关;选取0a >使得()1p X a ≤<,考察如下特定事件概率22(,)()()()p X a X a p a X a p X a p a X a ≤≤=-≤≤>≤-≤≤ 22()()p X a p X a =≤≤即2222(,)()()p X a X a p X a p X a ≤≤≠≤≤ 故X 与2X 不独立.9、设1X 、…、n X 中任意两个的相关系数都是ρ,试证:11n ρ≥--. 证明:因为111110()()2(,)nnni iiiji i i j D X D X Cov X X-====≤=+∑∑∑∑1111()2()()nni i i j i ij D X D X D X ρ-====+∑∑∑11111()[()()]()[1(1)]n ni ni i j i i i j i D X D X D X D X n ρρ-====≤++=+-∑∑∑∑11n ρ⇒≥--.。

概率论第四章 习题答案

概率论第四章 习题答案

1 ⎛2⎞ 1 DX = EX − ( EX ) = − ⎜ ⎟ = . 2 ⎝ 3 ⎠ 18 1 2 DZ = 4 DX = 4 × = . 18 9
【解毕】
9.在一次拍卖中,两人竞买一幅名画,拍卖以暗标的形式进行,并以最高价成交.设两人 的出价相互独立且均服从(1,2)上的均匀分布,求这幅画的期望成交价. 解:设两人的出价分别为随机变量 X , Y ,则这幅画的期望成交价为 Z = max { X , Y } 由题意知, X 与Y 独立,且 X ∼ U (1, 2); Y ∼ U (1, 2) 先求 Z 的分布函数 当 1 < z < 2 时, F ( z ) = P ( Z £ z ) = P (max { X , Y } £ z ) = P ( X £ z ,Y £ z )
= P( X £ z ) P (Y £ z ) = ( z -1)2
当 z £ 1 时, F ( z ) = 0 ;当 z ³ 2 时, F ( z ) = 1 于是 Z 的密度函数为 f ( z ) = ï í
ì2( z -1),1 < z < 2 ï ï 0, 其它 ï î 5 3
EZ = ò

3 X .求: ( 1)常数 a, b, c; (2) Ee . 4
【解】 (1)由概率密度的性质知,有
+∞ 2 4
1=
又因为
−∞

f ( x )dx = ∫ axdx + ∫ ( cx + b )dx = 2a + 6c + 2b.
0 2
+∞
2
4
2 = EX =
−∞
∫ xf ( x )dx = ∫ xiaxdx + ∫ x ( cx + b )dx

《概率论与数理统计》第04章习题解答

《概率论与数理统计》第04章习题解答

第四章 正态分布1、解:(0,1)ZN(1){ 1.24}(1.24)0.8925P Z ∴≤=Φ={1.24 2.37}(2.37)(1.24)0.99110.89250.0986P Z <≤=Φ-Φ==-= {2.37 1.24}( 1.24)( 2.37)(1.24)(2.37)0.89250.99110.0986P Z -<≤-=Φ--Φ-=-Φ+Φ=-+=(2){}0.9147()0.9147 1.37{}0.05261()0.0526()0.9474 1.62P Z a a a P Z b b b b ≤=∴Φ==≥=-Φ=Φ==,,得,,,得2、解:(3,16)XN8343{48}()()(1.25)(0.25)0.89440.59870.295744P X --∴<≤=Φ-Φ=Φ-Φ=-= 5303{05}()()(0.5)(0.75)44(0.5)1(0.75)0.691510.77340.4649P X --<≤=Φ-Φ=Φ-Φ-=Φ-+Φ=-+= 31(25,36){25}0.95442(3,4){}0.95X N C P X C X N C P X C -≤=>≥、()设,试确定,使;()设,试确定,使解:(1)(25,36){25}0.9544X N P X C -≤=,{2525}0.9544P C X C ∴-≤≤+=25252525()()0.954466()()2()10.9544666()0.9772,21266C C C C CC CC +---Φ-Φ=-Φ-Φ=Φ-=Φ=∴==即, (2)(3,4){}0.95XN P X C >≥,331()0.95()0.952231.6450.292C CCC ---Φ≥Φ≥-≥≤-即,,4、解:(1)2(3315,575)XN4390.2533152584.753315{2584.754390.25}()()575575(1.87)( 1.27)(1.87)1(1.27)0.969310.89800.8673P X --∴≤≤=Φ-Φ=Φ-Φ-=Φ-+Φ=-+= (2)27193315{2719}()( 1.04)1(1.04)10.85080.1492575P X -≤=Φ=Φ-=-Φ=-=(25,0.1492)YB ∴4440{4}(0.1492)(10.1492)0.6664ii i i P Y C -=∴≤=-=∑5、解:(6.4,2.3)X N{}{}1()81(1.055)10.85540.14462.3(85}0.17615 6.451(0.923)(0.923)0.82121()2.3P X P X X P X -Φ>-Φ-∴>>======->-Φ-Φ-Φ6、解:(1)2(11.9,(0.2))XN12.311.911.711.9{11.712.3}()()(2)(1)(2)1(1)0.20.20.977210.84130.8185P X --∴<<=Φ-Φ=Φ-Φ-=Φ-+Φ=-+= 设A ={两只电阻器的电阻值都在欧和欧之间} 则2()(0.8185)0.6699P A ==(2)设X , Y 分别是两只电阻器的电阻值,则22(11.9,(0.2))(11.9,(0.2))X N Y N ,,且X , Y 相互独立[]22212.411.9{(12.4)(12.4)}1{12.4}{12.4)}1()0.21(2.5)1(0.9938)0.0124P X Y P X P Y -⎡⎤∴>>=-≤⋅≤=-Φ⎢⎥⎣⎦=-Φ=-=7、一工厂生产的某种元件的寿命X (以小时计)服从均值160μ=,均方差为的正态分布,若要求{120200}0.80P X <<≥,允许最大为多少解:因为2(160,)XN σ由2001601201600.80{120200}()()P X σσ--≤<<=Φ-Φ从而 40402()10.80()0.9σσΦ-≥Φ≥,即,查表得401.282σ≥,故σ≤8、解:(1)2(90,(0.5))XN8990{89}()(2)1(2)10.97720.02280.5P X -∴<=Φ=Φ-=-Φ=-= (2)设2(,(0.5))X N d由808080{80}0.991()0.99()0.99 2.330.50.50.5d d d P X ---≥≥∴-Φ≥Φ≥≥,,,即 从而d ≥ 9、解:22~(150,3),~(100,4)X Y X N Y N 与相互独立,且则(1)2221~(150(100,3)4)(250,5)W X Y N N =+++=()222222~2150100,(2)314(200,52)W X Y N N =+-⨯+-⨯+⨯=-22325~(125,)(125,(2.5))22X Y W N N +== (2)242.6250{242.6}()( 1.48)1(1.48)10.93060.06945P X Y -+<=Φ=Φ-=-Φ=-= 12551255125522212551251255125()1()(2)1(2)2.5 2.522(2)220.97720.0456X Y X Y X Y P P P ⎧+⎫++⎧⎫⎧⎫->=<-+>+⎨⎬⎨⎬⎨⎬⎩⎭⎩⎭⎩⎭--+-=Φ+-Φ=Φ-+-Φ=-Φ=-⨯=10、解:(1)22~(10,(0.2)),~(10.5,(0.2))X N Y N X Y ,且与相互独立22~(0.5,2(0.2))(0.5,(0.282))X Y N N ∴--⨯=-0(0.5){0}()(1.77)0.96160.282P X Y ---<=Φ=Φ=(2)22~(10,(0.2)),~(10.5,)X N Y N X Y σ设,且与相互独立222~(0.5,2(0.2))(0.5,(0.2))X Y N N σ∴--⨯=-+0.90{0}P X Y ≤-<=Φ=Φ由1.28≥,故σ≤11、设某地区女子的身高(以m 计)2(1.63,(0.025))WN ,男子身高(以m 计)2(1.73,(0.05))MN ,设各人身高相互独立。

概率论第四章习题答案

概率论第四章习题答案

第四章复习题答案一、单项选择1.设随机变量X 具有分布P{X=k}=51,k=1,2,3,4,5,则E (X )=( B ) A.2 B.3 C.4D.52.设随机变量X 与Y 相互独立,X 服从参数为2的指数分布,Y ~B (6,21),则E(X-Y)=( A )A .-1B .21C .2D .5 3.设二维随机变量(X ,Y )的协方差Cov(X ,Y )=61,且D (X )=4,D (Y )=9,则X 与Y 的相关系数XY ρ为( B )()(),XY Cov X Y D X D Y ρ=A .2161 B .361 C .61 D .1 4. 设随机变量X 和Y 独立同分布,X ~N (μ,σ2),则( B ) A.2X ~N (2μ,2σ2) B.2X -Y ~N (μ,5σ2) C.X +2Y ~N (3μ,3σ2)D.X -2Y ~N (3μ,5σ2)5.设EX 2=8,DX =4,则E (2X )=( D ) A.1 B.2 C.3 D.46.对任意两个随机变量X 和Y ,由D (X +Y )=D (X )+D (Y )可以推断( A ) A.X 和Y 不相关B.X 和Y 相互独立C.X 和Y 的相关系数等于-1D.D (XY )=D (X )D (Y )7.已知随机变量X 服从参数为2的泊松分布,则随机变量X 的方差为( D ) A .-2 B .0 C .21D .2 8.设随机变量X 与Y 相互独立,且X ~B (16,0.5),Y 服从参数为9的泊松分布,则D (X -2Y +3)=( C )A.-14B.-11C.40D.439.已知随机变量X 服从参数为2的指数分布,则随机变量X 的期望为( D )A .-21B .0C .21D .2 二、填空1.设随机变量X 服从正态分布N (2,4),Y 服从均匀分布U (3,5),则E (2X-3Y )= ___-8___. 2.设随机变量X 与Y 相互独立,其分布律分别为则E (XY )=__2______.3.设X ,Y 为随机变量,已知协方差Cov(X ,Y )=3,则Cov(2X ,3Y )=____18___. 4.设X~N (0,1),Y~B (16,21),且两随机变量相互独立,则D(2X+Y)= __8______ 5.设随机变量X 的概率密度为⎩⎨⎧≤≤=,,0;10,2)(其他x x x f 则E (X )=__23______.6.已知E (X )=2,E (Y )=2,E (XY )=4,则X ,Y 的协方差Cov (X,Y )=____0_____. 7.设随机变量X ~N (0,4),则E (X 2)=_____4____.8.设X ~N (0,1),Y =2X -3,则D (Y )=____4__. 三、计算1.某柜台做顾客调查,设每小时到达柜台的顾额数X 服从泊松分布,则X~P (λ),若已知P (X=1)=P (X=2),且该柜台销售情况Y (千元),满足Y=21X 2+2.试求:(1)参数λ的值;21!2!e e λλλλ--=,=2λ.(2)一小时内至少有一个顾客光临的概率;{}{}21101-P X P X e -≥=-== (3)该柜台每小时的平均销售情况E (Y ). ()==2E Y λ2. 2021年东京奥运会即将召开,某射击队有甲、乙两个射手,他们的射击技术可用下表给出。

概率论第四章习题解答(全)

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(0.9)10 (0.9)9 3486 0.3874 0.7361
则需要调整设备的概率
P{Y 1} 1 P{Y } 1 0.7361 0.2639
(3)求一天中调整设备的次数 X 的分布律 由于 X 取值为 0,1,2,3,4。 p 0.2369 ,则 X B (4, 0.2369) 于是
个随机变量,其概率密度为
1 x, 0 x 1500, 15002 1 f ( x) ( x 3000),1500 x 3000, 2 1500 0, 其它
求 E( X ) 解 按连续型随机变量的数学期望的定义有
0 1500
E ( X ) xf ( x)dx xf ( x)dx
X p
2
3
4
9
1 8
5 8
1 8
1 8
所以
1 5 1 1 15 E( X ) 2 3 4 9 。 8 8 8 8 4
(2)因为 Y 的取值为 2,3,4,9 当 Y 2 时,包含的字母为“O”,“N”,故
P{Y 2}
1 C2 1 ; 30 15
当 Y 3 时,包含的 3 个字母的单词共有 5 个,故
P (Ck ) P ( Ak | A1 A2 Ak 1 ) P ( Ak 1 | A1 A2 Ak 2 ) P ( A2 | A1 ) P ( A1 )

P{ X 1} P ( A1 )
1 2
1 1 P{ X 2} P ( A1 A2 ) P ( A2 | A1 ) P ( A1 ) 3 2 1 2 1 1 1 P ( A2 | A1 A2 ) P ( A2 | A1 ) P ( A1 ) , 4 3 2 4 3 一般地,若当 X k 时,盒中共有 k 1 只球,其中只有一只白球,故 P ( X k ) P ( A1 A2 Ak 1 Ak ) P ( Ak | A1 A2 Ak 1 ) P ( Ak 1 | A1 A2 Ak 2 ) P ( A2 | A1 ) P ( A1 ) 1 k 1 k 2 1 2 1 1 1 k 1 k k 1 4 3 2 k k

概率论与数理统计(第三版)第四章课后答案

概率论与数理统计(第三版)第四章课后答案

第四章数字待征4・1 解:£(X) = Vx p ;=iE (门=2>少产09I•.甲机床生产的零件茨品数多于乙机床生产蹒件次融,又•.•两硼床的^的产量相同 ••.乙机床生产的豹的质量较好.4・2解;X 的所有可能取值为:3, 4, 5E(X) = Vxp. =3x0・l + 4x0.3 + 5x0.6 =4.5P{X= 5}=fl0.6尸心3}=P{X = 4} =00$T =0001*OOS-粹(000—畔1-了 +呻i =ooor z OOH护(x)/J =(y)jL l = £Oxt = ^ = CY)y (LO £)&-/!«审伽里必坊叱也範銮黔砲OK申站尋卄d .[(d_DT】= 二Y = — = ^-i)^Z= d^Z = Cr)j……£ = [ = “¥«_【対={—汕4.10裁见课本后面231页参考答秦心腿抿題1泊: 4.11解:设i酒为“,方差为(J:,则X~N( UP(A F>96)=1-P(X<96)= 1-P( )所以酸在60到84的抚率为P(60 S X S 84) = P(竺丄 < 丄上12 a4151)=20(1)-1-2x0.8413 ・1=0.68264.!2E(X 2) = OxO4+l :xO.3 + 22xO2+3:xO 1 = 2£(5X 2 + 4) = 4x0.4+(5xl 2 + 4)x0.3 + (5x22 + 4)x0 2+(5x3:+ 4)x0.1 = 14EQ ・)=£(2X) = F 2xe^dx =£( V) = H V |: + 不呦4.13 H :=2(-厂)|; = 24 15聲看课本后面231页答案E(T) = E(<?4) = {「Q-3x4.14 H: r = —3设球的肓径为x 则:/(x) = ^-a■a<x<b其它4^Xi够胡_子)胡尹兄◎挣牛在 夕卜吕(》如4.16 解:仁(x)=匸/(〔>)4 = f. 12yd> = 4xf (v)=匸fg)e=j l lydx=12y -12y3£W =匸/「(X)•曲叮 4.X逐 WE(T)=匸/ (x) ydy = [ 12y -12y*d> = |E(AT)= [f f(x,y)xydxdy = [f 12xy dxdy = ' 12xtic =0<><xS 03 0 2E(X、心(环讼諒4.&=|£(丫)=匚/())y0 = fl2y°-12ydy =;4"解•.X与Y相互独立,■• •EQT) = E(X)E(D = f 疋还f〉/迪.二(扌斗:)J; "(4)°JO= jx(一“i|;+J;/•⑥)=亍[5 + (r 灯)卩彳x(5+l) = 44.18, 4.19, 4・20势看课本后面231, 232页答秦• 9•4上设X表示10颗骰子皈的点数之和,X (心1丄…10)表示第:颗般子出现的点«,则X^X:,且X\,X“・X*是*1独立同分布的,又E(A;)=1X1+2X1+...+6X1=A1o o 6 610 10 九^£(A^ = £(yXJ = X£W = 1Ox^ = 35MI Z64.22爹看课本后面232页答案4.23 E(X\ = OxO4 + l2xO.3 + 22xO2+35xO 1 = 2D(X)= £(X:)-[£(X)]2 =2-l2=l£(F2)=O X O.3+12X O5+22X O.2+32X O=1.3z)(y)=£(r2)-[£(r)j2=1.3-0.^ =0.49 4.24E(X:)叮斗皿+胆毎存*卜护+护|;十¥ = ¥DW = E(X:) - [E(X)f =y-4 = |Var(X) = E(X:)-[E(X)f =[我[[加r],0 其它-1 < > < 1 其它4.25Zr(x) = {呼—0 其它二扌-1<X<10其它w •计 m 吏支ue >n ¥x =p > “轻H£5>^V 3«20)P A#・0Z —X GUNbl -%十»・x )4+・:+(E 4.+c r )4MKs s(T )Q +(电Q «(W+...+W +WQ »§(小)2•士小 N+示)3 Hf …咅麗&。

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第四章 大数定律与中心极限定理4.1 设D(x)为退化分布: D(x)=⎩⎨⎧≤>,0,00,1x x讨论下列分布函数列的极限是否仍是分布函数? (1){D(x+n)}; (2){D(x+n 1)}; (3){D(x-n1)},其中n=1,2,…。

解:(1)(2)不是;(3)是。

4.2 设分布函数列Fn(x)如下定义:Fn(x)=⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧>≤<-+-≤n x n x n n n x n x,1 ,2,0问F(x)=∞→n lim Fn(x)是分布函数吗?解:不是。

4.3 设分布函数列{ Fn(x)}弱收敛于分布函数F(x),且F(x)为连续函数,则{Fn(x)}在(∞∞-,)上一致收敛于F(x)。

证:对任意的ε>0,取M 充分大,使有1-F(x)<ε,;M x ≥∀ F(x)<ε, ;M x ≤∀对上述取定的M ,因为F(x)在[-M ,M]上一致连续,故可取它的k 分点:x 1=M<x 2<… <x 1-K <x K =M ,使有<-+)()(1i i x F x F ε,1∞=-∞=<≤=10,,k x x k i 再令,则有<-+)()(1i i x F x F ε,0≤i<k+1 (1)这时存在N ,使得当n>N 时有<-)()(i i n x F x F ε,0≤i ≤k+1 (2)成立,对任意的x ∈(∞∞-,),必存在某个i (0≤i ≤k ),使得],(1+∈i i x x x ,由(2)知当n>N 时有+<≤++)()()(11i i n n x F x F x F ε, (3) ->≥)()()(i i n n x F x F x F ε, (4)有(1),(3),(4)可得+-<-+)()()()(1x F x F x F x F i n ε)()(1i i x F x F -≤++ε<2ε,)()(x F x F n ->--)()(x F x F i εε2)()(1->--≥+δi i x F x F ,即有<-)()(x F x F n 2ε成立,结论得证。

4.4 设)(x F n 是只取非负整数值的离散型随机变量,又{)(x F n }弱收敛于分布函数F(x)也是只取非负整数值的离散型随机变量的分布函数。

证:只要证明对任意的非负整数k ,若x 1,x ∈2(k,k+1),必有F(x 1)=F(x 2)成立即可。

设121+<<<k x x k ,总能够找到43,x x ,使有14213+<<<<<k x x x x k ,且43,x x 是F(x)的连续点。

这时∞→n lim Fn(x i )=F(x i )(i=3,4)成立,已知)(x F n 仅在非负整数点上有跳跃,所以对任意的n 有)(3x F n =)(4x F n ,从而)(δx F =∞→n lim Fn(x 3)= ∞→n lim Fn(x 4)=)(4x F ,由此知)()(21x F x F =,结论得证。

4.5 设随机变量序列{ξ}同时依概率收敛于随机变量ξ与η,证明这时必有P(ξ=η)=1。

证:对任意的ε>0有(故)],2ε2-[εn ≥-≥⊂≥-ηξδξξηξn P(ε)(0≤≥-≤ηξP )2ε-n ≥ξξP +(0,0)2ε-→→≥n n ηξ即对任意的ε>0有P(ε≥-ηξ)=0成立,于是有∑∞=∞==≥-≤≥-=≠11,0)1()]1([)(k k k P k P P ηξηξηξ从而1)(==ηξP 成立,结论得证。

4.6 设随机变量序列{n ξ},{n η}分别依概率收敛于随机变量ξ与η,证明:(1)n n ηξ+−→−P ξ+η;(2) n n ηξ⨯−→−Pξ⨯η。

证:(1)因为)]2()2[()(εηηεξξεηξηξ≥-≥-⊂≥--+n n n n ,故∞→→≥-+≥-≤≥--+≤n P P P n n n n ,0)2()2()(0εηηεξξεηξηξ即n n ηξ+−→−Pξ+η成立。

(2)先证明这时必有22ξξ−→−P n 。

对任给的,0,0>>δε取M 足够大δξε<->≤)21()1M P M,使有(成立,对取定的M ,存在N ,当n>N 时有δεξξξξ<≥-≤≥-)()1(MP P n n4.7设随机变量序列a pn →ξ,证明是一个常数,且,00≠≠n a ξ。

apn 11→ξ证:不妨设a >0,对任意的0<ξ<a ,当εξ<-a n 时有,)(22ξξξa a a a a a n n -≥-+=,因而 ⎝⎛≥⎪⎭⎫--⊂⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-εεξεξξa a a a a n n n 2。

于是有 0())(。

∞→→≥-+⎪⎪⎭⎫≥ ⎝⎛--≤⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-+⎪⎭⎪⎬⎫<-⎪⎪⎭⎫≥⎪⎩⎪⎨⎧ ⎝⎛-=⎪⎪⎭⎫≥- ⎝⎛≤n a P a a aP a P a a a P a P n n n nn n n n ,0112εξεξξεξξεξεξξεξ结论成立。

4.8设随机变量序列{n ξ}依概率收敛于随机变量ξ,()())()(04.6mi i i pn f x f x a x m f f ξξ==−−→∑为直线上的连续函数,证明是次多项式函数,由题知有成立结论为真。

现在证明一般情形。

对任意的()()()({)()}()()()()()()()()1120,0,,1,112,,,1,1,,,3,n n nm pm m m m m M P M N n N P P M PM M f x m g x f x g x x M M m g x g g n N n εδξδξξδξξξξξεξξ>>><≥-><>+≤>-><-<∈-++−−→⎡⎤⎣⎦→∞≥ 取充分大使有又选取充分大使当时有于是有对取定的因为是连续函数,可以用多项式函数任意逼近,并且在任意有限区间上还可以是一致的,因而有次多项式,使有对取定的次多项式因为故存在使当2N 时有P ()(()δεξξ<⎪⎭⎫≥-3n m m g g成立,又()()())()()()()()[]{}()()()()()[]{},1121I I M M f f P M M f f P f f P n n n n n +=+≤≤≥-++>>≥-=≥-ξξεξξξξεξξεξξ当n ()()(),31,max 121δξξ<+>+>≤≥M P M P I N N n时,其中的且因为()()()()()()()()(),333⎭⎬⎫⎩⎨⎧⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-⊂≥-εξξεξξεξξεξξnn m nm m mnf g g g g f f f 而()()()()()()()(),013,013=⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤≤⎪⎭⎫⎝⎛≥-=⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤≤⎪⎭⎫⎝⎛≥-M M f g P M M g f P n n n m n m ξξεξξξξεξξ所以()()()()()(),3132δεξξξξεξξ<⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥-≤⎭⎬⎫⎩⎨⎧+≤≤⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-≤n m m n n m m g g P M M g g P I 从而有()()()()()成的任,成立,由ξξδεδεξξf f I I f f P pn n −→−<+=≥-4214.9证明随机变量序列()n ξ依概率收敛于随机变量ξ的充要条件为: ∞→→-+-n E n n ,01ξξξξ证:充分性,令()()于是有的单调上升函数,因而是故则,11)0()(,0,0)1(1)(',0,12⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛+>-+-⊂>->>>+=>+=εεξξξξεξξn n n x x x f x x x f x x x x f ()∞→→-+-+≤⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛+>-+-<>-n E P P n n n n n ,01111ξξξξεεεεξξξξεξξ 对任意的成立,充分性得证。

0>ε必要性,对任给的{}故存在因为令,,:,0ξξεξξωεε−→−>-=>pnn A 充分大的N,使得当于是有时有,)(εε<≥A P N n,2)(111εεξξξξξξξξξξξξεε<+≤⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛-+-+⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛-+-=-+-A P I E I E E n n A n n n n 由结论为真。

的任意性知,,01∞→→-+-n En n ξξξξε 4.10设随机变量n ξ按分布收敛于随机变量 ξ,又数列a a n →,b b n →,证明n n n b a +ξ也按分布收敛于b a +ξ。

证:先证明n a ξ按分布收敛于ξa 。

0=a 时为显然,不妨设0>a (0<a 时显然),若ξa ,ξ,n a ξ,n ξ的分布函数分别记作)(∙ξa F ,)(∙ξF ,)(∙n a F ξ,与)(∙n F ,则=)(x F a ξ)(a xF ξ,当x 是)(∙ξa F 的连续点时,ax是)(∙ξF 的连续点,于是有 ∞→n lim =)(x F n a ξ∞→n lim )(a x F n =∞→n lim )(axF ξ=)(x F a ξ 成立,结论为真。

由 4.12题知n ξ0)(−→−-pn a a ,再由 4.6(1)题知b b a a pn n n −→−+-ξ)(,于是由前述结论及4.11题知+=+n n n n a b a ξξn n n b a a +-ξ)(按分布收敛于b a +ξ,结论得证。

4.11设随机变量序列 n ξ按分布收敛于随机变量ξ,随机变量序列 n η 依概率收敛于常数a ,证明n ξ+n η 按分布收敛于ξ+a 。

证:记n ξξ, 的分布函数分别为()()x F x F n 和,则a +ξ的分布函数为()a F -ξ,设x 是()a x F -的连续点,则对任给的0>ε,存在0>δ,使当0<δε<'时有()()εε<--±-a x F a x F '现选取0<δεε<<21,使得21,εε+-+-a x a x 都是()∙F 的连续点,这时存在11,N n N ≥当时有()()()()εεεεεε<-----<+--+-2211a x F a x F a x F a x F对取定的时有当,存在221,N n N ≥ε ()εεη<≥-1a P n于是当()21,max N N ≥时,由(1),(2),(4)式有()()(){}()(){}()()()εεηεξεηηξεηηξηξ3.......1111+-<≥-++-<≤≥--<-++<--<-+=-<-+a x F a P a x P a a x a P a a x a P a x a P n n n n n n n n n n又因为()()[](){}()(){}22222εηεξεηεηηξεξ≥---<+<--<--+=--<a a x P a x a P a x P n n n n n n n于是由(1),(3),(4)式有()()[](){}()()()εεηεξεηεηηξηξ32222--≥≥----<≥<--<--+≥-<-+a x F a P a x P a x a P a x a P n n n n n n n n由(5),(6)两式可得()()aa x F a x a P n n n n ++<---<-+ξηξεεηξ按分布收敛于的任意性即知由,3,结论得证。

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