概率论与数理统计课后答案第4章
《概率论与数理统计》袁荫棠 中国人民大学出版社 课后答案 概率论第四章

1− P{ξ = 0}
1 − q 4 − 4 pq 3 =
1− q4
其中 q=1-p 11. ξ服从参数为 2,p 的二项分布, 已知 P(ξ≥1)=5/9, 那么成功率为 p 的 4 重贝努里试验
中至少有一次成功的概率是多少?
解: 因ξ~B(2,p), 则必有 P(ξ ≥ 1) = 1 − P(ξ = 0) = 1 − (1 − p)2 = 5 / 9 , 解得
解: 因掷一次骰子出现一点的概率为 1/6, 则ξ~B(4,1/6), 因此有
P{ξ
=
k} =
C 4k
×
1 6k
×
⎛ ⎜
5
⎞ ⎟
4−k
(k
⎝6⎠
=
0,1,2,3,4),
⎧0
∑ F
(
x)
=
⎪⎪ ⎨ ⎪k≤x
C
k 4
⎛ ⎜ ⎝
1 6
⎞ ⎟ ⎠
k
⎛ ⎜ ⎝
5 6
4−k
⎞ ⎟ ⎠
⎪⎩1
x<0 0≤ x< 4 x≥4
废品, 求产品为废品的概率以及产品的平均价值.
解: 设ξ为产品表面上的疵点数, 则ξ服从普哇松分布, λ=0.8, 设η为产品的价值, 是
ξ的函数. 则产品为废品的概率为
∑ P{ξ > 4} = 1 − P{ξ ≤ 4} = 1 − 4 0.8i e−0.8 = 0.0014
i=0 i!
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解: 设ξ为这 20 件产品中的废品数, 则ξ~B(20,0.1), 又通过检查已经知道ξ定不少于 2
件的条件, 则要求的是条件概率
P{ξ ≥ 3 | ξ ≥ 2} = P{ξ ≥ 3 ∩ξ ≥ 2} P{ξ ≥ 2}
概率论与数理统计》课后习题答案第四章

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

第四章补充习题一、 填空题1、 设随机变量X 则Y X 和的相关系数XY ρ= ,=),(2222Y X Cov Y X 的协方差和 。
2、设随机变量Y X 和的数学期望分别为22和-,方差分别为41和,而相关系数为5.0-,则根据切比雪夫不等式{}≤≥+6Y X P 。
3、设随机变量Y X 与相互独立且均服从正态分布2(0,)N , 则)(Y X E -= ,=-)(Y X D 。
4、随机变量ξ服从指数分布,参数λ= 时,72)(2=ξE 。
5、设随机变量Y X ,,2)(-=X E ,4)(=Y E ,4)(=X D ,9)(=Y D ,5.0-=XY ρ, =-+-)323(22Y XY X E 。
6、设随机变量Y X 与的相关系数9.0=XY ρ,若4.0-=X Z ,则=YZ ρ 。
7、设Y X ,同分布,密度函数均为⎪⎩⎪⎨⎧<<=其它若0102)(2tx xtx f ,使t Y X C E 1))2((=+, 则=C 。
8、设随机变量X 的数学期望和方差均为0,则{}=≠0X P 。
9、将一枚均匀硬币连掷3次,用X 表示正面出现的总次数,Y 表示第一次掷得的正面数, 则=)(XY E ,=),(Y X Cov ,=XY ρ 。
二、选择题1、设随机变量Y X 和独立同分布,记 Y X V Y X U +=-=,,则随机变量V U 与必然( ) (A )不独立, (B) 独立, (C) 相关系数不为零, (D) 相关系数为零。
2、将一枚硬币掷n 次,以Y X 和分别表示正面朝上和反面朝上的次数,则Y X 和的相关系数等于( )。
(A )1- (B) 0 (C)21(D) 1。
3、设随机变量Y X 和相互独立且分别服从正态分布(0, 1)N 和(1, 1)N ,则( )。
(A) {}210=≤+Y X P , (B) {}211=≤+Y X P , (C) {}210=≤-Y X P , (D) {}211=≤-Y X P 。
概率论与数理统计第三、四章答案

第三章 习题参考答案1.计算习题二第2题中随机变量的期望值。
解:由习题二第2题计算结果0112{0}={1}=33p p p p ξξ====,得12201333E ξ=⨯+⨯= 一般对0-1分布的随机变量ξ有{1}E p p ξξ===2.用两种方法计算习题二第30题中周长的期望值,一种是利用矩形长与宽的期望计算,另一种是利用周长期望的分布计算。
解:方法一:先按定义计算长的数学期望290.3300.5310.229.9E ξ=⨯+⨯+⨯=和宽的数学期望190.3200.4210.320E η=⨯+⨯+⨯=再利用数学期望的性质计算周长的数学期望(22)229.922099.8E E ζξη=+=⨯+⨯=方法二:利用习题二地30题的计算结果(见下表),按定义计算周长的数学期望960.09980.271000.351020.231040.0698.8E ξ=⨯+⨯+⨯+⨯+⨯=3.对习题二第31题,(1)计算圆半径的期望值;(2)(2)E R π是否等于2ER π?(3)能否用2()ER π来计算远面积的期望值,如果不能用,又该如何计算?其结果是什么?解(1)100.1110.4120.3130.211.6ER =⨯+⨯+⨯+⨯=(2)由数学期望的性质有(2)223.2E R ER πππ==(3)因为22()()E R E R ππ≠,所以不能用2()E R π来计算圆面积的期望值。
利用随机变量函数的期望公式可求得222222()()(100.1110.4120.3130.2)135.4E R E R ππππ==⨯+⨯+⨯+⨯= 或者由习题二第31题计算结果,按求圆面积的数学期望1000.11210.41440.31690.2)135.4E ηπππ=⨯+⨯+⨯+⨯=4. 连续随机变量ξ的概率密度为,01(,0)()0,a kx x k a x ϕ⎧<<>=⎨⎩其它又知0.75E ξ= ,求k 和a 的值 解 由1010()11324a a kx dx kx dx a k E kx x dx a ϕξ+∞-∞===+=⋅==+⎰⎰⎰解得 2,3a k ==5.计算服从拉普拉斯分布的随机变量的期望和方差(参看习题二第16题)。
概率论与数理统计统计课后习题答案-总主编-邹庭荣-主编-程述汉-舒兴明-第四章

概率论与数理统计统计课后习题答案-总主编-邹庭荣-主编- 程述汉-舒兴明-第四章第四章习题解答11 •设随机变量X〜B (30,-),则E (X)=( D ).6A.-;D.5.1E (X) = np = 30 562 •已知随机变量X和Y相互独立,且它们分别在区间[-1 , 3]和[2, 4]上服从均匀分布,则E(XY)=( A ).A. 3;B. 6;C. 10;D. 12.E(X) =1 E(Y) =3因为随机变量X和Y相互独立所以E(XY) = E(X)E(Y) = 33.设X表示10次独立重复射击命中目标的次数,每次射中目标的概率为0.4,贝U X2的数学期望E(X 2) = 1&4 .X LI B(10,0.4) E(X) =4 D(X) =2.42 2E(X ) =(E(X)) D(X) =18.44.某射手有3发子弹,射一次命中的概率为-,如果命中了就停止射击,3否则一直射到子弹用尽.设表示X耗用的子弹数.求E (X).解:X123P2/32/91/92 2 1 13E(X)=—十—:2 +3 9 9 95 .设X的概率密度函数为x, 0ExE1f (x) - x, 1 :: x 乞2[0, 其它求 E(X) , E(X2).解: E(X) = J xf(x)dx = J x2dx + J x(2-x)dx =1,0 ' 11 32 27f (x)dx x dx 亠 i x (2「x)dx .- -bo -E(X 2)「;x 2求 E(X) , E(Y),E(XY).解:X-12P 0.650.35E(X)二「0.65 0.35 2 =0.05 .Y-112P0.40.250.35E(Y) = -0.4 0.25 1 0.35 2 =0.55E(XY)=(-1) (-1) 0.25 (-1) 1 0.1 (-1) 2 0.32 (-1) 0.15 2 1 0.15 2 2 0.05 =-0.257 •设二维随机向量(X, Y)的联合概率密度为求(1)E(X Y); (2) E(XY).E(XY) = _;.;(xy)f(x,y)dxdy=讥(广(xy)「dy)dx = 38.设随机变量X与Y相互独立,且D(X)=1, D(Y)=2 , J则D(X-Y)= 3 .D(X _Y) = D(X) D(Y) =39.设正方形的边长在区间]0, 2]服从均匀分布,则正方形面积A=X2的f(x,y)二e0,1°,0 :x y其它解: y) dxdy( x x y )e y d y dx 3方差为64/45 _________ .4 1E(X)=1, D(X) ,12 3X的密度函数f(x)= 102,0乞x乞26 •设随机向量(X, Y)的联合分布律为:E(X Y)=二y)求 D(X ),D(Y ),D(X-Y ).解:由本章习题5知E(X)=1 , E(X 2)=7,于是有62 21D(X)二 E(X )-(E(X)).6221 4E (XTE (X)「D (X)n 〒.4"be 42E(X )= x f(x)dx = 01 4 16x dx =2 5D(X 2) =E(X 4)—[E(X 2)]210•设随机变量X 的分布律为X -1 0 1 2P1/5 1/2 1/5 1/10求 D(X).解:D(X) = E(X 2) -(E(X))2, E(X2 21 2 1 2E(X ) =(-1) -01- 2 551 19 224D(X)=E (X 2)-(E(X))2=5 25 2511•设随机变量X 的概率密度函数为f(x)亠1,求 D(X ).::1I解:E(X) xf (x) dxxe*dx=0, 2E(X 2)x 2f(x)dx=2 x 2e^dx = 2 ,0 212•设随机变量X , Y 相互独立,其概率密度函数分别为x,f x (x)二 2 -x,0 _x _1 1 :: x _ 2y_ 0其它16 564 45由Y LI E(1)知 E(X) =D(X) =1.由于随机变量X , Y 相互独立,所以D(X -Y)二 D(X) D(Y) =7.613•设 D(X)=1,D(Y)=4,相关系数 P XY =0.5,则 cov(X,Y)=_1 __________ covX,Y)= » D(X)D(Y) =114•设二维随机变量(X, Y )的联合密度函数为求 cov(X,Y ), ?XY •DJI nI 22。
概率论与数理统计(北京科技大学)智慧树知到课后章节答案2023年下北京科技大学

概率论与数理统计(北京科技大学)智慧树知到课后章节答案2023年下北京科技大学北京科技大学第一章测试1.1.从一副扑克牌四个花色的52张牌中随机抽取两张牌,则取到的两张恰是不同花色且最大点数为7的概率是()A:1/18 B:1/17 C:1/8 D:1/9答案:1/172. 2.对随机事件和,下述关系中正确的是()A:B:C:D:答案:3. 3.A:1/2 B:1/8 C:1/4 D:1/3答案:1/24. 4.10个人随机地围绕圆桌而坐,其中甲和乙两个人坐在一起的概率是____。
A:3/10 B:2/9 C:1/3D:1/5答案:2/95.10张奖券中只有一张中奖,现有10人排队依次抽奖,每人抽一张,取后不放回,则下列说法正确的是____。
A:“第1个人未中奖而第二个人中奖”的概率为1/9 B:“第一个人未中奖而第二个人中奖”的概率与“第二个人中奖”的概率相等 C:每个人中奖与否相互独立 D:第1个人中奖的概率比第10个中奖的概率大答案:“第一个人未中奖而第二个人中奖”的概率与“第二个人中奖”的概率相等6. 6.一袋中有50个球,其中20个红球,30个白球。
今有两人从中各取一球,取后不放回,则第二个人取到红球的概率是____。
A:2/5B:1/2 C:3/2 D:3/5答案:2/57.7.甲乙射击一个目标,甲命中的概率是0.6,乙命中的概率是0.9,两人同时各射击一次,目标被命中的概率是____。
A:0.24 B:0.96 C:0.48 D:0.72答案:0.968.8.n个人随机地排成一列,其中甲和乙两个人排在一起的概率是___。
A:1/(n-1) B:2/(n-1)C:1/n D:2/n答案:2/n9.9.设事件A和B中至少发生一个的概率为5/6,A和B中有且仅有一个发生的概率为2/3,那么A和B同时发生的概率为____。
A:1/4 B:1/5 C:1/3 D:1/6答案:1/610.10.A:B:C:D:答案:A:事件A,B互不相容 B:事件A、B互逆C:事件A,B互相独立D:答案:事件A,B互相独立12.12.A:B:C:D:答案:第二章测试1.A:非单调变化 B:单调增大 C:单调减小 D:保持不变答案:单调减小2.A:B:C:答案:3.A:1/3 B:1/2 C:1/4 D:0答案:1/24.A:B:C:D:答案:5.A:0.0226 B:0.0222 C:0.0224 D:0.0228答案:0.02286.A:B:C:D:答案:7.A:0.95 B:-0.05 C:0.05 D:-0.95答案:-0.958.A:5 B:4 C:3 D:2答案:49.A:B:C:D:答案:10.A:B:C:D:答案:11.A:B:C:D:答案:12.A:6/27B:7/18 C:11/18 D:19/27答案:19/2713.A:1/n B:1/(n+1) C:2/(n+1)D:2/n答案:2/(n+1)14.A:B:C:D:答案:15.A:2 B:1C:-1 D:-2答案:2第三章测试1.A:1/4 B:1/2 C:0 D:1答案:02.A:1/2 B:4/5 C:2/3D:3/4答案:3/43.A:B:C:D:答案:4.A:P{X=Y}=1/2 B:P{X+Y=0}=1/4C:P{XY=1}=1/4 D:P{X=Y}=1答案:P{X=Y}=1/25.A:B:C:D:答案:6.A:B:C:D:答案:7.A:B:D:答案:8.A:B:C:D:答案:9.A:B:C:D:答案:10.A:B:C:D:答案:11.A:B:C:D:答案:12.A:3/4 B:1/2 C:D:答案:3/413.A:0.25 B:0.5 C:0.75 D:1答案:0.25第四章测试1.现有10张奖券,其中8张2元,2张5元。
概率论与数理统计第四章习题参考答案

=
⎡ E⎢
1
⎢⎣ n −1
n i =1
(Xi
−
⎤ X )2 ⎥
⎥⎦
=
1 n −1
⎡ E⎢
⎢⎣
n i =1
X
2 i
−
nX
2⎤ ⎥ ⎥⎦
=
1 n −1
⎡n ⎢ ⎢⎣ i=1
E
(
X
2 i
)
−
nE( X
2⎤ )⎥ ⎥⎦
∑[ ] [ ] =
1 n −1
⎧ ⎨ ⎩
n i =1
D(X i ) + E 2 (X i )
X −µ 3/2
<
⎫ 1.96⎬
=
0.95
⎭
故,正态总体均值 µ 的 95%的置信区间为 (X − 2.94, X + 2.94)
代入样本值得正态总体均值 µ 的 95%的置信区间为(-2.565,3.315)。
(2)当σ 未知时,由 T = X − µ ~ t(n − 1) 即T = X − µ ~ t(3) ,所以
n
−a n
=0 =0
无解。由此不能求得
a,
b
的极大似然估计量。
⎩ ∂b
b−a
解:X
的概率密度为
f
(x)
=
⎪⎧ ⎨b
1 −
a
,
a
≤
x
≤
b
,
⎪⎩ 0, 其它
似然函数为 L(a, b) = 1 , θ1 ≤ xi ≤ θ 2 ,i = 1,2,L, n , (b − a)n
对于给定的样本值 (x1 , x2 ,L, xn )
−
n
D(
概率论与数理统计(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 ϕϕ=====−−−, 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 ϕϕ====−=−−, 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,。
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概率论与数理统计课后答案第4章第4章 大数定律与中心极限定理4.1 设)(x D 为退化分布:⎩⎨⎧≤>=0001)(x x x D 讨论下列分布函数列的极限是否仍是分布函数?,2,1},01({)3()};1({)2()};({)1(=-++n nx D n x D n x D 其中解:(1)(2)不是;(3)是。
4.2 设分布函数)(x F n 如下定义:⎪⎩⎪⎨⎧>≤<-+-≤=nx n x n n nx n x x F n 120)(问)(lim )(x F x F n n ∞→=是分布函数吗?解:不是。
4.3设分布函数列)}({x F n 弱收敛于分布函数)(x F ,且)(x F 为连续函数,则)}({x F n 在),(∞-∞上一致收敛于)(x F 。
证:对任意的0>ε,取M 充分大,使有M x x F M x x F -≤∀<≥∀<-,)(;,)(1εε对上述取定的M ,因为)(x F 在],[M M -上一致连续,故可取它的k 分点:M x x x M x k k =<<<<-=-121 ,使有k i x F x F i i <≤<-+1,)()(1ε,再令∞=-∞=+10,k x x ,则有10,)()(1+<≤<-+k i x F x F i i ε(1)这时存在N ,使得当N n >时有10,|)()(|+≤≤<-k i x F x F i i n ε(2)成立,对任意的),(∞-∞∈x ,必存在某个)0(k i i ≤≤,使得),(1+∈i i x x x ,由(2)知当N n >时有ε+<≤++)()()(11i i n n x F x F x F(3)ε->≥)()()(i i n n x F x F x F(4) 由(1),(3),(4)可得εεε2)()()()()()(11<+-≤+-<-++i i i n x F x F x F x F x F x F , εεε2)()()()()()(1->--≥-->-+i i i n x F x F x F x F x F x F ,即有ε2)()(<-x F x F n 成立,结论得证。
4.5 设随机变量序列{}n ξ同时依概率收敛于随机变量ξ与η,证明这时必有1)(==ηξP 。
证:对任意的0>ε有()⎥⎦⎤⎢⎣⎡⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-⊂≥-2εηξεηξn ,故()0,0220→→⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-+⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-≤≥-≤n P P P n n εηξεξξεηξ即对任意的0>ε有()0=≥-εηξP 成立,于是有()01111=⎪⎭⎫⎝⎛≥-≤⎥⎦⎤⎢⎣⎡⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-=≠∑∞=∞=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)ηξηξ+−→−+P n n ;(2)ηξηξ⨯−→−⨯Pn n 。
证:(1)因为()⎥⎦⎤⎢⎣⎡⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-⋃⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-⊂≥--+22εηηεξξεηξηξn n n n 故∞→→⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-+⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-≤≥--+≤n P P P n n n n ,022)(0εηηεξξεηξηξ即ηξηξ+−→−+Pn n 成立。
(2)先证明这时必有22ξξ−→−Pn 。
对任给的0,0>>δε取M 足够大⎪⎭⎫ ⎝⎛≤1M ε,使有δξ<⎪⎭⎫ ⎝⎛->21M P 成立,对取定的M ,存在N ,当N n >时有()δεξξξξ<⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-≤≥-M P P n n 1成立这时有()()M P M P n n >+-≤>+ξξξξξ2()(){}12<-⋂>+-=ξξξξξn n M P )}1|(|)|2||{(|≥-⋂>+-+ξξξξξn n M Pδξξξ2)1|(|)1|2(|<≥-+->≤n P M P从而有δξξεξξξξεξξξξξξεξξξξεξξξξεξξ3)|(|)|(|)}|(|)|||{(|)}|(|)|||{(|)|||(|)|(|22<>++≥-≤>+⋂≥+-+≤+⋂≥+-=≥+-=≥-M P MP M P M P P P n n n n n n n n n n n 由δε,的任意性知22ξξPn→,同理可证22ηηPn→,由前述(1)有ξηηξηξηξηξηξ2)()(222222=--+→--+=Pnn n n n n故ηξηξ⨯−→−⨯P n n ,结论成立。
4.7 设随机变量序列a P n −→−ξ,0≠a 是一个常数,且0≠n ξ,证明aPn11−→−ξ。
证:不妨设0>a 对任意的a <<ε0,当εξ<-a n 时有εξξa a a a a a n n -≥-+=22)(,因而⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛≥--⊂⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-εεξεξξa a a a a n n n 2。
于是有 ⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-≤εξa P n 110()()⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧≥-⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛≤-+⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧<-⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛≥-=εξεξξεξεξξa a a P a a a P n n n n n n ()∞→→≥-+⎪⎪⎭⎫⎝⎛≥--≤n a P a a a P n n ,02εξεεξ。
结论成立。
4.9 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 En n ,01ξξξξ证:充分性,令xxx f +=1)(,0>x ,则0,0)1(1)(2'>>+=x x x f ,故)(x f 是)0(>x x 的单调上升函数,因而()⎪⎪⎭⎫⎝⎛+>-+-⊂>-εεξξξξεξξ1||1n n n ,于是有()⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛+>-+-≤>-εεξξξξεξξ11n n n P P ∞→→-+-+≤n En n ,011ξξξξεε对任意的0>ε成立,充分性得证。
必要性,对任给的0>ε,令{}εξξωε>-=n A :,因为ξξ−→−P n ,故存在充分大的N 使得当N n ≥时有εε<)(A P ,于是有+⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛-+-=-+-εξξξξξξξξA n n n n I E E 11εξξξξA n n I E )1(-+- εεε2)(<+≤A P , 由ε的任意性知∞→→-+-n En n ,01ξξξξ,结论为真。
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 时的修改为显然),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 x F ξ,当x 是()⋅ξa F 的连续点时,a x 是()⋅ξF 的连续点,于是有)(lim lim )(lim x F a x F a x F x F a n n n n a n ξξξ=⎪⎭⎫⎝⎛=⎪⎭⎫ ⎝⎛=∞→∞→∞→ 成立,结论为真。
由4.12知0)(P n n a a →-ξ,再由4.6(1)知b b a a Pn n n →+-)(ξ,于是由前述结论及4.11知n n n n n n n b a a a b a +-+=+ξξξ)(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 n ηξ+按分布收敛于a +ξ。
证:记n ξξ,的分布函数分别为)(),(x F x F n ,则a +ξ的分布函数为)(a x F -,设x 是)(a x F -的连续点,则对任给的0>ε,存在0>δ,使当δε<'<0时有δε<--'±-|)()(|a x F a x F(1)现任取δεε<<<210,使得21,εε--+-a x a x 都是)(⋅F 的连续点,这时存在1N ,当1N n ≥时有εεε<+--+-|)()(|11a x F a x F n(2)εεε<-----|)()(|22a x F a x F n(3)对取定的1ε,存在2N ,当2N n ≥时有εεη<≥-)|(|1a P n(4)于是当),m ax (21N N n ≥时,由(1),(2),(4)式有)5(3)()|(|)()}|(|){()}|(|){())(1111εεηεξεηηξεηηξηξ+-<≥-++-<≤≥-⋂-<-++<-⋂-<-+=-<-+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εεηεξεηεηηξηξ3)(|(|)()}|(|])({[)(2222--≥≥----<≥<-⋂-<--+≥-<-+a x F a P a x P a x a P a x a P n n n n n n n n(6)由(5),(6)两式可得εηξ3|)()(|<---<-+a x F a x a P n n由ε的任意性即知n n ηξ+按分布收敛于a +ξ,结论得证。
4.12设随机变量序列}{n ξ按分布收敛于ξ,随机变量序列}{n η依概率收敛于0,证明0Pn n →ηξ.证:记n ξξ,的分布函数分别为)(),(x F x F n ,对任给的0>ε,取0,0>>b a 足够大,使b a ,-是)(x F 的连续点且εε<-<-)(,)(1a F b F因为)()(x F x F Wn →,故存在1N ,当1N n ≥时有εε2)(,2)(1<-<-a F b F n n令),max(b a M =,因为0Pn →η,故存在2N ,当2N n ≥时有εεη<>)|(|MP n而21)]}|(|)([)|{(|)]}|(|)[()|{(|)|(|I I Mb a P Mb a P P n n n n n n n n n n +=>⋃<≤-⋂>+≤⋂<≤-⋂>=>εηξεηξεηξεηξεηξ其中01=I ,当),m ax (21N N n ≥时有εξξξξεηξ4)](1[)()}(){(})({})()|{(|<-+-=≥⋃-<=<≤-≤<≤-⋂>b F a F b a P b a P b a P n n n n n n n n因而εεηξ5)|(|2<=>I P n n ,由ε的任意性知0Pn n →ηξ,结论为真。