概率论与数理统计知识总结之第一章
概率论与数理统计 第一章 1.3等可能概型

概率论
54 3 P(C) = 2 = . 所以 8 12 (2) 采取不放回抽样.
从箱子中任取两件产品,每次取一件,取法总数为12⋅ 11 . ⋅
⋅ 即样本空间中所含有的基本事件总数为 12⋅ 11 . 1 1 事件A 事件 中所含有的基本事件数为 C9C8 = 9⋅ 8 . 9⋅ 8 6 = . 所以 P( A) = 12⋅ 11 11 事件B 事件 中所含有的基本事件数为 C1C1 = 9⋅ 3 . 9 3 9⋅ 3 9 所以 P( B) = = . 12⋅ 11 44
8 5 1 9 4 6 7 2 3 10
概率论
我们用 i 表示取到 i 号球, 号球, i =1,2,…,10 . 则该试验的样本空间
如i =2
2
S={1,2,…,10} ,
且每个样本点(或者说基本 且每个样本点 或者说基本 事件)出现的可能性相同 事件 出现的可能性相同 . 称这样一类随机试验为古 称这样一类随机试验为古 典概型. 典概型
乘法原理
概率论
完成某件事情需先后分成m个步骤 做第一步有 完成某件事情需先后分成 个步骤,做第一步有 1 个步骤 做第一步有n 种方法,第二步有 种方法,依次类推 第二步有n 依次类推,第 步有 步有n 种方法 第二步有 2种方法 依次类推 第m步有 m种方 特点是各个步骤连续完成. 法,特点是各个步骤连续完成 特点是各个步骤连续完成 则完成这件事共有N=n1×n2×…×nm种不同的方法 则完成这件事共有 × 种不同的方法,
即样本空间中所含的基本事件数为122 . C1C1 = 92 . 事件A 事件 中所含有的基本事件数为 9 9 92 9 = 2 = . 所以 P( A) 12 16 C1C1 = 9⋅ 3 . 事件B 事件 中所含有的基本事件数为 9 3 9⋅ 3 3 所以 P( B) = 2 = . 16 12 事件C 事件 中所含有的基本事件数为
概率论与数理统计:第一章 随机事件与概率

示为 A-B={正反}.
• 如果一组事件中任意两个事件都互不相容, 那么称这组事件两两互不相容。
• (7)对立事件:事件Ω-A称为事件A的对立
事件(逆、余),记Ā.
A A A A
ĀA
• (8)运算定律:交换律、结合律、分配律、 对偶律。
• 在随机事件中,有的可以看成是由某 些事件复合而成的,而有些事件则不能分 解为其它事件的组合,这种不能分解成其 它事件组合的最简单的随机事件称为基本 事件。
• 一般地说,只含一个样本点的随机事 件称为基本事件。
• 每次试验中一定发生的事件称为必然事件.
由于Ω包含所有样本点,因此每次试验中 必定有Ω中的一个样本点出现,故Ω是必然 事件;
P(A)=m(A)/m(Ω)
这里m(·)分别表示长度、面积或体积。
例6,在半圆区域0≤y≤
2内ax随 机x2 地投入
一点,求该点与原点的连线与x轴的夹角不
超过 的概率 .
4
0
2a
例7(书上例1.9) . 在单位圆O的一条直径 MN上随机地取一点Q,试求过Q且与MN垂 直的弦的长度超过1的概率。
例8(书上例1.10) . 甲、乙两艘轮船都要 在某个泊位停靠6h,假定它们在一昼夜时
出来,问该女士的说
法是否可信?
牛奶
• 解:假设该女士的说法不可信,即该女士纯粹是
猜测,则每次试验的两个可能结果:茶+牛奶或 牛奶+茶是等可能的.
• A={该女士在10次试验中都正确的辨别出 来},则
•
p(A)=1/210=0.0009766
• 这是一个小概率事件.
• 概率论中“实际推断原理”:一个小概率事件在 一次试验中实际上是不会发生的.
考研数学《概率论与数理统计》知识点总结

第一章 概率论的基本概念定义: 随机试验E 的每个结果样本点组成样本空间S ,S 的子集为E 的随机事件,单个样本点为基本事件.事件关系:1.A ⊂B ,A 发生必导致B 发生.2.A B 和事件,A ,B 至少一个发生,A B 发生. 3.A B 记AB 积事件,A ,B 同时发生,AB 发生. 4.A -B 差事件,A 发生,B 不发生,A -B 发生. 5.A B=?,A 与B 互不相容(互斥),A 与B 不能同时发生,基本事件两两互不相容.6.A B=S 且A B=?,A 与B 互为逆事件或对立事件,A 与B 中必有且仅有一个发生,记B=A S A -=.事件运算: 交换律、结合律、分配率略.德摩根律:B A B A =,B A B A =.概率: 概率就是n 趋向无穷时的频率,记P(A). 概率性质: 1.P (?)=0.2.(有限可加性)P (A 1 A 2 … A n )=P (A 1)+P (A 2)+…+P (A n ),A i 互不相容.3.若A ⊂B ,则P (B -A)=P (B)-P (A). 4.对任意事件A ,有)A (1)A (P P -=.5.P (A B)=P (A)+P (B)-P (AB).古典概型: 即等可能概型,满足:1.S 包含有限个元素.2.每个基本事件发生的可能性相同. 等概公式:中样本点总数中样本点数S A )A (==n k P . 超几何分布:⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛--⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛=n N k n D N k D p ,其中ra C r a =⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛. 条件概率: )A ()AB ()A B (P P P =. 乘法定理:)A ()A B ()AB C ()ABC ()A ()AB ()AB (P P P P P P P ==.全概率公式:)B ()B A ()B ()B A ()B ()B A ()A (2211n n P P P P P P P +++= ,其中i B 为S 的划分.贝叶斯公式: )A ()B ()B A ()A B (P P P P i i i =,∑==nj j j B P B A P A P 1)()()(或)()()()()()()(B P B A P B P B A P B P B A P A B P +=.独立性: 满足P (AB)=P (A)P (B),则A ,B 相互独立,简称A ,B 独立. 定理一: A ,B 独立,则.P (B |A)=P (B).定理二: A ,B 独立,则A 与B ,A 与B ,A 与B 也相互独立. 第二章 随机变量及其分布(0—1)分布:k k p p k X P --==1)1(}{,k =0,1 (0<p <1).伯努利实验:实验只有两个可能的结果:A 及A .二项式分布: 记X~b (n ,p ),kn kkn p p C k X P --==)1(}{. n 重伯努利实验:独立且每次试验概率保持不变.其中A 发生k 次,即二项式分布.泊松分布: 记X~π(λ),!}{k e k X P k λλ-==, ,2,1,0=k .泊松定理: !)1(lim k e p p C k kn k knn λλ--∞→=-,其中λ=np .当20≥n ,05.0≤p 应用泊松定理近似效果颇佳.随机变量分布函数: }{)(x X P x F ≤=,+∞<<∞-x .)()(}{1221x F x F x X x P -=≤<.连续型随机变量: ⎰∞-=xt t f x F d )()(,X 为连续型随机变量,)(x f 为X 的概率密度函数,简称概率密度.概率密度性质:1.0)(≥x f ;2.1d )(=⎰+∞∞-x x f ;3.⎰=-=≤<21d )()()(}{1221x x x x f x F x F x X x P ;4.)()(x f x F =',f (x )在x 点连续;5.P {X=a }=0.均匀分布: 记X~U(a ,b );⎪⎩⎪⎨⎧<<-=其它,,01)(bx a ab x f ;⎪⎩⎪⎨⎧≥<≤--<=b x b x a a b a x a x x F ,,,10)(. 性质:对a ≤c <c +l ≤b ,有 指数分布:⎪⎩⎪⎨⎧>=-其它,,001)(x e x f x θθ;⎩⎨⎧>-=-其它,,001)(x e x F x θ. 无记忆性: }{}{t X P s X t s X P >=>+>. 正态分布: 记),(~2σμN X ;]2)(ex p[21)(22σμσπ--=x x f ;t t x F xd ]2)(ex p[21)(22⎰∞---=σμσπ.性质: 1.f (x )关于x =μ对称,且P {μ-h <X ≤μ}=P {μ<X ≤μ+h };2.有最大值f (μ)=(σπ2)-1.标准正态分布: ]2exp[21)(2x x -=πϕ;⎰∞--=Φxt t x d ]2ex p[21)(2π.即μ=0,σ=1时的正态分布X ~N(0,1)性质:)(1)(x x Φ-=-Φ.正态分布的线性转化: 对),(~2σμN X有)1,0(~N X Z σμ-=;且有)(}{}{)(σμσμσμ-Φ=-≤-=≤=x x X P x X P x F .正态分布概率转化:)()(}{1221σμσμ-Φ--Φ=≤<x x x X x P ;1)(2)()(}{-Φ=-Φ-Φ=+<<-t t t t X t P σμσμ.3σ法则: P =Φ(1)-Φ(-1)=68.26%;P =Φ(2)-Φ(-2)=95.44%;P =Φ(3)-Φ(-3)=99.74%,P 多落在(μ-3σ,μ+3σ)内. 上ɑ分位点: 对X~N(0,1),若z α满足条件P {X>z α}=α,0<α<1,则称点z α为标准正态分布的上α分位点.常用 上ɑ分位点: 0.001 0.005 0.01 0.025 0.05 0.10 3.0902.5762.3261.9601.6451.282Y 服从自由度为1的χ2分布:设X 密度函数f X (x ),+∞<<∞-x ,若Y=X 2,则⎪⎩⎪⎨⎧≤>-+=000)]()([21)(y y y f y f y y f X XY ,,若设X ~N(0,1),则有⎪⎩⎪⎨⎧≤>=--00021)(221y y e y y f y Y ,,π定理:设X 密度函数f X (x ),设g (x )处处可导且恒有g ′(x )>0(或g ′(x )<0),则Y=g (X)是连续型随机变量,且有h (y )是g (x )的反函数;①若+∞<<∞-x ,则α=min{g (?∞),g (+∞)},β=max{g (?∞),g (+∞)};②若f X (x )在[a ,b ]外等于零,g (x )在[a ,b ]上单调,则α=min{g (a ),g (b )},β=max{g (a ),g (b )}.应用: Y=aX +b ~N(a μ+b ,(|a |σ)2).第三章 多维随机变量及其分布二维随机变量的分布函数:分布函数(联合分布函数):)}(){(),(y Y x X P y x F ≤≤= ,记作:},{y Y x X P ≤≤.),(),(),(),(},{112112222121y x F y x F y x F y x F y Y y x X x P +--=≤<≤<.F (x ,y )性质: 1.F (x ,y )是x 和y 的不减函数,即x 2>x 1时,F (x 2,y )≥F (x 1,y );y 2>y 1时,F (x ,y 2)≥F (x ,y 1). 2.0≤F (x ,y )≤1且F (?∞,y )=0,F (x ,?∞)=0,F (?∞,?∞)=0,F (+∞,+∞)=1. 3.F (x +0,y )=F (x ,y ),F (x ,y +0)=F (x ,y ),即F (x ,y )关于x 右连续,关于y 也右连续. 4.对于任意的(x 1,y 1),(x 2,y 2),x 2>x 1,y 2>y 1,有P {x 1<X ≤x 2,y 1<Y ≤y 2}≥0.离散型(X ,Y ):0≥ij p ,111=∑∑∞=∞=ij j i p ,ij yy x x p y x F i i ∑∑=≤≤),(.连续型(X ,Y ):v u v u f y x F yxd d ),(),(⎰⎰∞-∞-=.f (x ,y )性质: 1.f (x ,y )≥0.2.1),(d d ),(=∞∞=⎰⎰∞∞-∞∞-F y x y x f .3.y x y x f G Y X P G⎰⎰=∈d d ),(}),{(. 4.若f (x ,y )在点(x ,y )连续,则有),(),(2y x f yx y x F =∂∂∂.n 维: n 维随机变量及其分布函数是在二维基础上的拓展,性质与二维类似.边缘分布: F x (x ),F y (y )依次称为二维随机变量(X ,Y )关于X 和Y 的边缘分布函数,F X (x )=F (x ,∞),F Y (y )=F (∞,y ). 离散型: *i p 和j p *分别为(X ,Y )关于X 和Y 的边缘分布律,记}{1i ij j i x X P p p ==∑=∞=*,}{1j ij i j y Y P p p ==∑=∞=*. 连续型:)(x f X ,)(y f Y 为(X ,Y )关于X 和Y 的边缘密度函数,记⎰∞∞-=y y x f x f X d ),()(,⎰∞∞-=x y x f y f Y d ),()(. 二维正态分布:]})())((2)([)1(21exp{121),(2222212121212221σμσσμμρσμρρσπσ-+-------=y y x x y x f . 记(X ,Y )~N (μ1,μ2,σ12,σ22,ρ)]2)(exp[21)(21211σμσπ--=x x f X ,∞<<∞-x .]2)(exp[21)(22222σμσπ--=y y f Y ,∞<<∞-y . 离散型条件分布律:jij j j i j i p p y Y P y Y x X P y Y x X P *=======}{},{}{.*=======i ij i j i i j p p x X P y Y x X P x X y Y P }{},{}{.连续型条件分布:条件概率密度:条件分布函数:含义:当0→ε时,)|(d )|(}|{||y x F x y x f y Y y x X P Y X xY X =≈+≤<≤⎰∞-ε.均匀分布: 若⎪⎩⎪⎨⎧∈=其他,0),(,1),(Gy x Ay x f ,则称(X ,Y)在G 上服从均匀分布. 独立定义:若P {X ≤x ,Y ≤y }=P {X ≤x }P {Y ≤y },即F (x ,y )=F x (x )F y (y ),则称随机变量X 和Y 是相互独立的. 独立条件或可等价为:连续型:f (x ,y )=f x (x )f y (y );离散型:P {X =x i ,Y =y j }=P {X =x i }P {Y =y j }.正态独立: 对于二维正态随机变量(X ,Y ),X 和Y 相互对立的充要条件是:参数ρ=0.n 维延伸: 上述概念可推广至n 维随机变量,要注意的是边缘函数或边缘密度也是多元(1~n -1元)的.定理:设(X 1,X 2,…,X m )和(Y 1,Y 2,…,Y n )相互独立,则X i 和Y j 相互独立.又若h ,g 是连续函数,则h (X 1,X 2,…,X m )和g (Y 1,Y 2,…,Y n )相互独立.Z=X+Y 分布: 若连续型(X ,Y )概率密度为f (x ,y ),则Z=X+Y 为连续型且其概率密度为 ⎰∞∞-+-=y y y z f z f Y X d ),()(或⎰∞∞-+-=x x z x f z f Y X d ),()(.f X 和f Y 的卷积公式: 记⎰∞∞-+-==y y f y z f z f f f Y X Y X Y X d )()()(*⎰∞∞--=x x z f x f Y X d )()(,其中除继上述条件,且X 和Y 相互独立,边缘密度分别为f X (x )和f Y (y ).正态卷积:若X 和Y 相互独立且X ~N (μ1,σ12),记Y ~N (μ2,σ22),则对Z=X+Y 有Z ~N (μ1+μ2,σ12+σ22).1.上述结论可推广至n 个独立正态随机变量.2.有限个独立正态随机变量的线性组合仍服从正态分布. 伽马分布:记),(~θαΓX ,0>α,0>θ.⎪⎩⎪⎨⎧>Γ=--其他,,00)(1)(1x e x x f x θαααθ,其中⎰+∞--=Γ01d )(t e t tαα.若X 和Y 独立且X ~Γ(α,θ),记Y ~Γ(β,θ),则有X+Y~Γ(α+β,θ).可推广到n 个独立Γ分布变量之和.XYZ =: ⎰∞∞-=x xz x f x z f X Y d ),()(,若X 和Y 相互独立,则有⎰∞∞-=x xz f x f x z f Y X X Y d )()()(.XYZ =分布: ⎰∞∞-=xxzx f x z f XY d ),(1)(,若X 和Y 相互独立,则有⎰∞∞-=x x z f x f x z f Y X XY d )()(1)(. 大小分布:若X 和Y 相互独立,且有M =max{X ,Y }及N =min{X ,Y },则M 的分布函数:F max (z )=F X (z )F Y (z ),N 的分布函数:F min (z )=1-[1-F X (z )][1-F Y (z )],以上结果可推广到n 个独立随机变量的情况.第四章 随机变量的数字特征数学期望: 简称期望或均值,记为E (X );离散型:k k k p x X E ∑=∞=1)(.连续型:⎰∞∞-=x x xf X E d )()(.定理: 设Y 是随机变量X 的函数:Y =g (X )(g 是连续函数).1.若X 是离散型,且分布律为P {X =x k }=p k ,则:k k k p x g Y E )()(1∑=∞=.2.若X 是连续型,概率密度为f (x ),则:⎰∞∞-=x x f x g Y E d )()()(.定理推广: 设Z 是随机变量X ,Y 的函数:Z =g (X ,Y )(g 是连续函数).1.离散型:分布律为P {X =x i ,Y =y j }=p ij ,则:ij j i i j p y x g Z E ),()(11∑∑=∞=∞=. 2.连续型:⎰⎰∞∞-∞∞-=y x y x f y x g Z E d d ),(),()(期望性质:设C 是常数,X 和Y 是随机变量,则:1.E (C )=C .2.E (CX )=CE (X ).3.E (X +Y )=E (X )+E (Y ). 4.又若X 和Y 相互独立的,则E (XY )=E (X )E (Y ).方差: 记D (X )或Var(X ),D (X )=Var(X )=E {[X -E (X )]2}.标准差(均方差): 记为σ(X ),σ(X )= .通式:22)]([)()(X E X E X D -=. k k k p X E x X D 21)]([)(-∑=∞=,⎰∞∞--=x x f x E x X D d )()]([)(2.标准化变量:记σμ-=x X *,其中μ=)(X E ,2)(σ=X D ,*X 称为X 的标准化变量. 0)(*=X E ,1)(*=X D .方差性质: 设C 是常数,X 和Y 是随机变量,则:1.D (C )=0. 2.D (CX )=C 2D (X ),D (X +C )=D (X ).3.D (X +Y )=D (X )+D (Y )+2E {(X -E (X ))(Y -E (Y ))},若X ,Y 相互独立D (X +Y )=D (X )+D (Y ). 4.D (X )=0的充要条件是P {X =E (X )}=1.正态线性变换: 若),(~2ii iN X σμ,i C 是不全为0的常数,则),(~22112211i i ni i i ni n n C C N X C X C X C σμ∑∑+++== .切比雪夫不等式:22}{εσεμ≤≥-X P 或221}{εσεμ-≥<-X P ,其中)(X E =μ,)(2X D =σ,ε为任意正数.协方差:记)]}()][({[),Cov(Y E Y X E X E Y X --=.X 与Y 的相关系数:)()(),Cov(Y D X D Y X XY =ρ.D (X +Y )=D (X )+D (Y )+2Cov(X ,Y ),Cov(X ,Y )=E (XY )-E (X )E (Y ).性质: 1.Cov(aX ,bY )=ab Cov(X ,Y ),a ,b 是常数.2.Cov(X 1+X 2,Y )=Cov(X 1,Y )+Cov(X 2,Y ). 系数性质:令e =E [(Y -(a +bX ))2],则e 取最小值时有)()1(]))([(2200min Y D X b a Y E e XY ρ-=+-=,其中)()(00X E b Y E a -=,)(),Cov(0X D Y X b =.1.|ρXY |≤1.2.|ρXY |=1的充要条件是:存在常数a ,b 使P {Y =a +bX }=1.|ρXY |越大e 越小X 和Y 线性关系越明显,当|ρXY |=1时,Y =a +bX ;反之亦然,当ρXY =0时,X 和Y 不相关. X 和Y 相互对立,则X 和Y 不相关;但X 和Y 不相关,X 和Y 不一定相互独立. 定义: k 阶矩(k 阶原点矩):E (X k ). n 维随机变量X i 的协方差矩阵:⎪⎪⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛=nn n n n n c c c c c c c c c 212222111211C , =E {[X i -E (X i )][X j -E (X j )]}. k +l 阶混合矩:E (X k Y l).k 阶中心矩:E {[X -E (X )] k }.k +l 阶混合中心矩: E {[X -E (X )]k [Y -E (Y )]l }.n 维正态分布:)}()(21ex p{det )2(1),,,(1T 221μX C μX C ---=-n n x x x f π ,T21T 21),,,(),,,(n n x x x μμμ ==μX .性质:1.n 维正态随机变量(X 1,X 2,…,X n )的每一个分量X i (i =1,2,…,n )都是正态随机变量,反之,亦成立. 2.n 维随机变量(X 1,X 2,…,X n )服从n 维正态分布的充要条件是X 1,X 2,…,X n 的任意线性组合l 1X 1+l 2X 2+…+l n X n 服从一维正态分布(其中l 1,l 2,…,l n 不全为零).3.若(X 1,X 2,…,X n )服从n 维正态分布,且Y 1,Y 2,…,Y k 是X j (j =1,2,…,n )的线性函数,则(Y 1,Y 2,…,Y k )也服从多维正态分布.4.若(X 1,X 2,…,X n )服从n 维正态分布,则“X i 相互独立”与“X i 两两不相关”等价.第五章 大数定律及中心极限定理弱大数定理:若X1,X2,…是相互独立并服从同一分布的随机变量序列,且E(X k)=μ,则对任意ε>0有11lim1=⎭⎬⎫⎩⎨⎧<-∑=∞→εμknknXnP或→μPX,knkXnX11=∑=.定义:Y1,Y2,…,Y n ,…是一个随机变量序列,a是一个常数.若对任意ε>0,有则称序列Y1,Y2,…,Yn,…依概率收敛于a.记伯努利大数定理:对任意ε>0有1lim=⎭⎬⎫⎩⎨⎧<-∞→εpnfP An或0lim=⎭⎬⎫⎩⎨⎧≥-∞→εpnfP An.其中f A是n次独立重复实验中事件A发生的次数,p是事件A在每次试验中发生的概率.中心极限定理定理一:设X1,X2,…,X n ,…相互独立并服从同一分布,且E(X k)=μ,D(X k)=σ2 >0,则n→∞时有σμnnXknk)(1-∑=N(0,1)或nXσμ-~N(0,1)或X~N(μ,n2σ).定理二:设X1,X2,…,X n ,…相互独立且E(X k)=μ k,D(X k)=σ k2 >0,若存在δ>0使n→∞时,}|{|1212→-∑+=+δδμkknknXEB,则nknkknkBX)(11μ==∑-∑~N(0,1),记212knknBσ=∑=.定理三:设),(~pnbnη,则n→∞时,Npnpnpn~)1()(--η(0,1),knknX1=∑=η.第六章样本及抽样分布定义:总体:全部值;个体:一个值;容量:个体数;有限总体:容量有限;无限总体:容量无限.定义:样本:X1,X2,…,X n 相互独立并服从同一分布F的随机变量,称从F得到的容量为n的简单随机样本.频率直方图:图形:以横坐标小区间为宽,纵坐标为高的跨越横轴的几个小矩形.横坐标:数据区间(大区间下限比最小数据值稍小,上限比最大数据值稍大;小区间:均分大区间,组距Δ=大区间/小区间个数;小区间界限:精度比数据高一位).图形特点:外轮廓接近于总体的概率密度曲线.纵坐标:频率/组距(总长度:<1/Δ;小区间长度:频率/组距).定义:样本p分位数:记x p,有1.样本x i中有np个值≤x p.2.样本中有n(1-p)个值≥x p.箱线图:x p选择:记⎪⎩⎪⎨⎧∈+∉=++NnpxxNnpxxnpnpnpp当,当,][211)()()1]([.分位数x0.5,记为Q2或M,称为样本中位数.分位数x0.25,记为Q1,称为第一四分位数.分位数x0.75,记为Q3,称为第三四分位数.图形:图形特点:M为数据中心,区间[min,Q1],[Q1,M],[M,Q3],[Q3,max]数据个数各占1/4,区间越短数据密集.四分位数间距:记IQR=Q3-Q1;若数据X<Q1-1.5IQR或X>Q3+1.5IQR,就认为X是疑似异常值.抽样分布:样本平均值:样本方差:样本标准差:样本k阶(原点)矩:kinikXnA11=∑=,k≥1 样本k阶中心矩:kinikXXnB)(11-∑==,k≥2经验分布函数:)(1)(xSnxFn=,∞<<∞-x.)(xS表示F的一个样本X1,X2,…,X n 中不大于x的随机变量的个数.自由度为n 的χ2分布:记χ2~χ2(n),222212nXXX+++=χ,其中X1,X2,…,X n是来自总体N(0,1)的样本.E(χ2 )=n,D(χ2 )=2n.χ12+χ22~χ2(n1+n2).⎪⎩⎪⎨⎧>Γ=--其他,,)2(21)(2122yexnyfynn.χ2分布的分位点:对于0<α<1,满足αχχαχα==>⎰∞yyfnPn)(222d)()}({,则称)(2nαχ为)(2nχ的上α分位点.当n充分大时(n>40),22)12(21)(-+≈nznααχ,其中αz是标准正态分布的上α分位点.自由度为n 的t分布:记t~t(n),nYXt/=,其中X~N(0,1),Y~χ2(n),X,Y相互独立.h(t)图形关于t=0对称;当n充分大时,t分布近似于N(0,1)分布.t分布的分位点:对于0<α<1,满足ααα==>⎰∞t t hnttPnt)(d)()}({,则称)(ntα为)(nt的上α分位点.~ 近似的min Q1 M Q3 max由h (t )对称性可知t 1-α(n )=-t α(n ).当n >45时,t α(n )≈z α,z α是标准正态分布的上α分位点.自由度为(n 1,n 2)的F分布: 记F ~F (n 1,n 2),21n V n U F=,其中U~χ2(n 1),V~χ2(n 2),X ,Y 相互独立.1/F ~F (n 2,n 1) F 分布的分位点:对于0<α<1,满足αψαα==>⎰∞y y n n F FP n n F ),(2121d )()},({,则称),(21n n F α为),(21n n F 的上α分位点.重要性质:F 1-α(n 1,n 2)=1/F α(n 1,n 2).定理一: 设X 1,X 2,…,X n 是来自N (μ,σ2)的样本,则有),(~2n N X σμ,其中X 是样本均值.定理二:设X 1,X 2,…,X n 是来自N (μ,σ2)的样本,样本均值和样本方差分别记为 X ,2S ,则有1.)1(~)1(222--n S n χσ;2.X 与2S 相互独立.定理三:设X 1,X 2,…,X n 是来自N (μ,σ2)的样本,样本均值和样本方差分别记为X ,2S ,则有)1(~--n t nS X μ.定理四:设X 1,X 2,…,X n 1 与Y 1,Y 2,…,Y n 2分别是来自N (μ1,σ12)和N (μ2,σ22)的样本,且相互独立.设这两个样本的样本均值和样本方差分别记为 X ,Y ,21S,22S,则有1.)1,1(~2122212221--n n F S S σσ.2.当σ12=σ22=σ2时,)2(~)()(21121121-++-----n n t n n S Y X w μμ,其中2)1()1(212222112-+-+-=n n S n S n S w,2w w S S =. 第七章 参数估计定义: 估计量:),,,(ˆ21n X X X θ,估计值:),,,(ˆ21nx x x θ,统称为估计. 矩估计法:令)(ll X E =μ=li n i l X n A 11=∑=(k l ,,2,1 =)(k 为未知数个数)联立方程组,求出估计θˆ. 设总体X 均值μ及方差σ2都存在,则有 X A ==1ˆμ,212212122)(11ˆX X n X X n A A i n i i n i -∑=-∑=-===σ. 最大似然估计法:似然函数:离散:);()(1θθi ni x p L =∏=或连续:);()(1θθi ni x f L =∏=,)(θL 化简可去掉与θ无关的因式项.θˆ即为)(θL 最大值,可由方程0)(d d=θθL 或0)(ln d d=θθL 求得. 当多个未知参数θ1,θ1,…,θk 时:可由方程组0d d =L i θ或0ln d d =L iθ(k i ,,2,1 =)求得. 最大似然估计的不变性:若u =u (θ)有单值反函数θ=θ(u ),则有)ˆ(ˆθu u=,其中θˆ为最大似然估计. 截尾样本取样: 定时截尾样本:抽样n 件产品,固定时间段t 0内记录产品个体失效时间(0≤t 1≤t 2≤…≤t m ≤t 0)和失效产品数量. 定数截尾样本:抽样n 件产品,固定失效产品数量数量m 记录产品个体失效时间(0≤t 1≤t 2≤…≤t m ).结尾样本最大似然估计: 定数截尾样本:设产品寿命服从指数分布X~e (θ),θ即产品平均寿命.产品t i 时失效概率P {t =t i }≈f (t i )d t i ,寿命超过t m 的概率θm t m et tF -=>}{,则)(}){()(1i mi mn m m nt P t t F CL =-∏>=θ,化简得)(1)(m t s m e L ---=θθθ,由0)(ln d d =θθL 得:mt s m )(ˆ=θ,其中s (t m )=t 1+t 2+…+t m +(n -m )t m ,称为实验总时间. 定时截尾样本:与定数结尾样本讨论类似有s (t 0)=t 1+t 2+…+t m +(n -m )t 0,)(01)(t s m e L ---=θθθ,mt s )(ˆ0=θ,. 无偏性: 估计量),,,(ˆ21nX X X θ的)ˆ(θE 存在且θθ=)ˆ(E ,则称θˆ是θ的无偏估计量. 有效性:),,,(ˆ211n X X X θ与),,,(ˆ212n X X X θ都是θ的无偏估计量,若)ˆ()ˆ(21θθD D ≤,则1ˆθ较2ˆθ有效.相合性: 设),,,(ˆ21nX X X θθ的估计量,若对于任意0>ε有1}|ˆ{|lim =<-∞→εθθP n ,则称θˆ是θ的相合估计量. 置信区间:αθθθ-≥<<1)},,,(),,,({2121n n X X X X X X P ,θ和θ分别为置信下限和置信上限,则),(θθ是θ的一个置信水平为α-1置信区间,α-1称为置信水平,10<<α.正态样本置信区间: 设X 1,X 2,…,X n 是来自总体X ~N (μ,σ2)的样本,则有μ的置信区间:枢轴量W W 分布 a ,b 不等式 置信水平 置信区间其中z α/2为上α分位点 θ置信区间的求解: 1.先求枢轴量:即函数W =W (X 1,X 2,…,X n ;θ),且函数W 的分布不依赖未知参数.如上讨论标注2.对于给定置信水平α-1,定出两常数a ,b 使P {a <W <b }=α-1,从而得到置信区间.(0-1)分布p 的区间估计:样本容量n >50时,⇒--∞→)1,0(~)1()(lim N p np np X n n {}⇒-≈<--αα1)1()(2z p np np X n P0)2()(222222<++-+X n p z X n p z n αα⇒若令22αz n a +=,)2(22αz X n b +-=,2X n c =,则有置信区间(a ac b b 2)4(2---,a ac b b 2)4(2-+-).单侧置信区间: 若αθθ-≥>1}{P 或αθθ-≥<1}{P ,称(θ,∞)或(∞-,θ)是θ的置信水平为α-1的单侧置信区间.正态总体均值、方差的置信区间与单侧置信限(置信水平为α-1)待估 其他 枢轴量W 的分布置信区间单侧置信限一个正态总体μσ2已知ασμz nX +=,ασμz nX -=μ σ2未知αμt n S X +=,αμt nSX -= σ2μ未知2122)1(αχσ--=S n ,222)1(αχσS n -=两个正态总体 μ1-μ2 σ12,σ22 已知μ1-μ2 σ12=σ22=σ2 未知σ12/σ22μ1,μ2 未知ασσ-=1222122211F S S ,ασσF S S 122212221=单个总体X ~N (μ,σ2),两个总体X ~N (μ1,σ12),Y ~N (μ2,σ22).第八章 假设实验定义: H 0:原假设或零假设,为理想结果假设;H 1:备择假设,原假设被拒绝后可供选择的假设. 第Ⅰ类错误:H 0实际为真时,却拒绝H 0.第Ⅱ类错误:H 0实际为假时,却接受H 0.显着性检验:只对犯第第Ⅰ类错误的概率加以控制,而不考虑第Ⅱ类错误的概率的检验.P {当H 0为真拒绝H 0}≤α,α称为显着水平.拒绝域:取值拒绝H 0.临界点:拒绝域边界.双边假设检验:H 0:θ=θ0,H 1:θ≠θ0.右边检验:H 0:θ≤θ0,H 1:θ>θ0.左边检验:H 0:θ≥θ0,H 1:θ<θ0.正态总体均值、方差的检验法(显着性水平为α)原假设H 0备择假设H 1检验统计量拒绝域 1 σ2已知μ≤μ0μ>μ0z ≥z α μ≥μ0 μ<μ0 z ≤-z α μ=μ0μ≠μ0|z |≥z α/22 σ2未知μ≤μ0μ>μ0t≥tα(n-1) μ≥μ0μ<μ0t≤-tα(n-1) μ=μ0μ≠μ0|t|≥tα/2(n-1)3 σ1,σ2已知μ1-μ2≤δμ1-μ2>δz≥zαμ1-μ2≥δμ1-μ2<δz≤-zαμ1-μ2=δμ1-μ2≠δ|z|≥zα/24 σ12=σ22=σ2未知μ1-μ2≤δμ1-μ2>δt≥tα(n1+n2-2)μ1-μ2≥δμ1-μ2<δt≤-tα(n1+n2-2)μ1-μ2=δμ1-μ2≠δ|t|≥tα/2(n1+n2-2)5 μ未知σ2≤σ02σ2>σ02χ2≥χα2(n-1)σ2≥σ02σ2<σ02χ2≤χ21-α(n-1)σ2=σ02σ2≠σ02χ2≥χ2α/2(n-1)或χ2≤χ21-α/2(n-1)6 μ1,μ2未知σ12≤σ22σ12>σ22F≥Fα(n1-1,n2-1)σ12≥σ22σ12<σ22F≤F1-α(n1-1,n2-1)σ12=σ22σ12≠σ22F≥Fα/2(n1-1,n2-1)或F≤F1-α/2(n1-1,n2-1)7成对数据μD≤0 μD>0 t≥tα(n-1)μD≥0 μD<0 t≤-tα(n-1)μD=0 μD≠0 |t|≥tα-2(n-1)检验方法选择:主要是逐对比较法(成对数据)跟两个正态总体均值差的检验的区别,如上表即7跟3、4的区别,成对数据指两样本X和Y之间存在一一对应关系,而3和4一般指X和Y相互对立,但针对同一实体.关系:置信区间与假设检验之间的关系:未知参数的置信水平为1-α的置信区间与显着水平为α的接受域相同.定义:施行特征函数(OC函数):β(θ)=Pθ(接受H0).功效函数:1-β(θ).功效:当θ*∈H1时,1-β(θ*)的值.。
概率论与数理统计第1章

几何概率的基本性质
⑴⑵⑶为基本性质
⑴ 对任一事件A,有0≤P(A)≤1。
⑵ P 1, P 0。
⑶ 若A1,A2,…,Am是两两互不相容的事件,则
P m Ai m PAi i1 i1 进一步,m→∞,有限可加性→可列可加性。
几何概率同样满足古典概型的⑷~⑹性质。
P(B-A) = P(B)-P(A) 。 ⑷ 任意两事件A,B,
PA B PA PB PAB 36
例3:甲袋中有2红1白3个球,乙袋中有1红2 白3个球,从甲袋中任取一球放入乙袋,再从 乙袋中任取一球放入甲袋,求试验后甲袋中 球的成分不变的概率。
进一步,如果A1,A2,…,Am是两两互斥的事件,则
P m Ai m PAi
i1 i1
21
⑷ PA PA 1
⑸ 加法公式:
PA B PA PB PAB PA B C PA PB PC PAB PAC PBC PABC
29
§1.4 概率的公理化意义 一、几何概率
引例:在一个均匀陀螺的圆周上均匀地刻上[0,3)上的
诸数字,旋转陀螺至其停止,问B=“圆周的接触点 位
于解:区由间于[1,刻2)上度”均的匀概,率圆为周多上少各?刻度与桌面接触是等可
能的,因此所求概率应与区间的长度成正比。又概率
应在0~1之间,故如下定义是合理的:
Ω可以为一维(长度);二维(面积);三维(体积)。称这
样定义的概率为几何概率。
31
例1:甲、乙两船驶向一个不能同时停泊两艘 船的码头,它们在一昼夜内到达的时刻是等可 能的。如果甲船停泊时间为1小时,乙船停泊 时间为2小时,求它们任一艘都不需要等待码 头空出的概率。 例2:把长度为a的棒任意折成三段,求它们可 以构成一个三角形的概率。
概率论与数理统计—第一章概率论的基本概念

例如在E 4中,如果用A 表示事件“掷出奇点数”,那么A 是一个随机事件.由于在一次投掷中,当且仅当掷出的点数是1,3,5中的任何一个时才称事件A 发生了,所以我们把事件A 表示为{}1,3,5=A 。
同样地,若用B 表示事件“掷出偶点数",那么B 也是一个随机事件,{}2,4,6B =。
对于一个试验E ,在每次试验中必然发生的事件,称为E 的必然事件;在每次试验中都不发生的事件,称为E 的不可能事件.例如在3E 中,“掷出的点数不超过6"就是必然事件,用集合表示这一事件就是3E 的样本空间{}31,2,3,4,5,6S =。
而事件“掷出的点数大于6"是不可能事件,这个事件不包括3E 的任何一个可能结果,所以用空集φ表示。
对于一个试验E ,它的样本空间S 是E 的必然事件;空集φ是不可能事件。
必然事件与不可能事件虽已无随机性可言,但在概率论中,常把它们当作两个特殊的随机事件,这样做是为了数学处理上的方便。
(三)事件间的关系与运算因为事件是一个集合,因而事件间的关系和运算是按集合间的关系和运算来处理的.下面给出这些关系和运算在概率中的提法。
并根据“事件发生"的含义,给出它们在概率中的含义。
设试验E 的样本空间为S ,而),2,1(,, =k A B A k 是S 的子集。
1°事件的包含与相等 事件“若事件A 发生必然导致事件B 发生”称事件B 包含事件A ,记为A B ⊃或者B A ⊂。
若B A ⊂且A B ⊂,则称事件A 与事件B 相等,记B A =.2°事件的和 事件“A 与B 至少有一个发生”称为事件A 与事件B 的和,记为B A .事件B A 发生意味着:或事件A 发生,或事件B 发生,或事件A 与事件B 都发生。
事件的和可以推广到多个事件的情景。
设有n 个事件n A A A ,,,21 ,定义它们的和事件{n A A A ,,,21 中至少有一个发生}为k nk A 1= 。
概率论与数理统计 第一章 概率论基础

3) 事件 A 与 B 的差
由事件 A 出现而事件 B 不出现所组成的
事件称为事件 A 与 B 的差. 记作 A- B.
实例 设 C=“长度合格但直径不合格” ,A = “长度合格”,B= “直径合则格”C. A B.
图示 A 与 B 的差. B A
AA B
B
B A
B A AB
1.2.2 事件间的关系及运算
称为必然现象;
实例: “太阳从东边升起” “水从高处向低处流” “同性电荷互斥”
1.1.1 随机试验
必然现象的特征
条件完全决定结果
在一定条件下可能出现也可能不出现的现象 称为随机现象. 实例1 在相同条件下掷一枚均匀的硬币,观察 正反两面出现的情况.
结果有可能出现正面也可能出现反面.
1.1.1 随机试验
【概率论简史】
1933 年 , 柯 尔 莫 哥 洛 夫 ( Kolmogorov , 俄 , 1903-1987)在他的名著《概率论基础》一书中, 提出了概率公理化定义,并得到数学家们的普遍承 认.公理化体系给概率论提供了一个逻辑上的坚实基 础,使概率论成为一门严格的演绎科学,取得了与其 他数学学科同等的地位,并通过集合论与其他数学分 支紧密联系起来.
1 = {正面,反面}.
1.1.2 样本空间
“抛一颗骰子观察朝上一面的点数”:
2 = {1,2,3,4,5,6}.
“某品牌电视机的寿命”:
3 = {t | t 0}.
“110每天接到的报警次数”:
4 = {0,1,2,…}.
“圆心在原点的单位圆内任取一点”:
5 = {(x,y) | x2 + y2 1}.
在公理化的基础上,现代概率论不仅在理论上取得 了一系列突破,在应用上也取得了巨大的成就,其应 用几乎遍及所有的科学领域,例如天气预报、地震预 报、工程技术、自动控制、产品的抽样调查、经济研 究、金融和管理等领域.
莆田学院 概率论与数理统计 第一章

若事件A表示“某公司今年年底结算将不亏损” 则事件A表示“某公司今年年底结算将亏损”.
A
A
按差事件和对立事件的定义,显然有A B = AB
AB
AB
运算规律
1.交换律 A B = B A A B = B A
而 P(A B) = P(A) P(B) P(AB) 所以 P(A B) P(B) = P(A) P(AB)
于是 P(AB) = 0.6 0.3 = 0.3
例2 设 P(A) = P(B) = 1
2
证明 P(AB) = P(AB)
证 P(AB) = P(A B)
= 1 P(A B) = 1 [P( A) P(B) P( AB)] = 1 [1 1 P( AB)]
P(A B) = P(A) P(B) P(AB)
证明 性质5
性质5 对任一事件A有P(A) = 1 P(A)
证:
A A = 且 AA =
由性质2可得
1 = P(Ω) = P( A A) = P( A) P( A)
P(A) = 1 P(A)
证明 性质6
性质6(加法公式) 对任意两个事件A、B有
1061 2048 6019 12012 39699
0.5181 0.5069 0.5016 0.5005 0.4923
A = {出现正面H }
n=4040
fn (A) = 0.5069
n = 24000 fn (A) = 0.5005
当 n 不同时,得到的 f ( A ) 常常会不一样
概率论与数理统计第一章1

A1 A2 A3
A1 A2 A3
A1 A2
A1 A3
A2
A2 A3
(5)至少有一次没有击中目标: A1 (6)三次都没有击中目标:
A3 A1 A2 A3
A2 A3
A1 A2 A3 A1
A,B,C为同一样本空间的随机事件, 试用A,B,C的运算表示下列事件 1) A,B,C 都不发生 2) A与B发生,C不发生
写出下列试验的样本空间
E1: 掷一颗匀质骰子,观察骰子出现的点数
Ω={1,2,3,4,5,6} 点数:一维离散型随机变量
E2: 射手向一目标射击,直到击中目标为止
Ω={1,2,…}
射击次数:一维离散型随机变量
E3: 从四张扑克牌J,Q,K,A任意抽取两张。
Ω={(J,Q),…(Q,A)}
二维离散型随机变量
• • • • •
排列讲次序,组合不讲次序. 全排列:Pn= n! 0! = 1. 重复排列:nr 选排列:P r n ! n ( n 1)......( n r 1) n ( n r )!
1.2.3 确定概率的频率方法
随机试验可大量重复进行.
进行n次重复试验,记 n(A) 为事件A的频数, nn (A )) ( A ) ) 称 f nf( A 为事件A的频率. ( A n nn
几何方法的例子
例1.2.3 蒲丰投针问题
平面上画有间隔为d 的等距平行 线,
向平面任意投掷一枚长为l 的针 , 求针与平行线相交的概率.
蒲丰投针问题(续1)
解: 以x表示针的中点与最近一条平行 线的距离, 又以表示针与此直线间的交角.
易知样本空间满足: 0 x d/2; 0 . 形成x-平面上的一个矩形, 其面积为:
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第一章 概率论的基本概念
确定性现象:在一定条件下必然发生的现象
随机现象:在个别试验中其结果呈现出不确定性,在大量重复试验中其结果又具
有统计规律性的现象
随机试验:
具有下述三个特点的试验:
1.可以在相同的条件下重复地进行
2.每次试验的可能结果不止一个,且能事先明确试验的所有可能结果
3.进行一次试验之前不能确定哪一个结果会出现
样本空间:
将随机试验E的所有可能出现的结果组成的集合称为E的样本空间,记为S
样本点:
样本空间的元素,即E的每个结果,称为样本点
样本空间的元素是由试验的目的所确定的。
随机事件:
一般,我们称试验E的样本空间S的子集为E的随机事件,简称事件
在每次试验中,当且仅当这一子集中的一个样本点出现时,称这一事件发生。
基本事件:
由一个样本点组成的单点集,称为基本事件。
必然事件:
样本空间S包含所有的样本点,它是S自身的子集,在每次试验中它总是发生的,
称为必然事件。
不可能事件:
空集不包含任何样本点,它也作为样本空间的子集,在每次试验中,称为不可
能事件。
事件间的关系与运算:
设试验E的样本空间为S,而A,B,kA(k=1,2,…)是S的子集。
1.若BA,则称事件B包含事件A,这指的是事件A发生必然导致事件B发生。
若BA且AB,即A=B,则称事件A与事件B相等。
2.事件xBA|Ax或Bx称为事件A与事件B的和事件。当且仅当A,B
中至少有一个发生时,事件BA发生。
类似地,称nkU1kA为事件,,21AA…nA,的和事件;称kkAU1为可列个事件,,21AA…
的和事件。
3.事件BA=x{|Ax且}Bx称为事件A与事件B的积事件。当且仅当A,B
同时发生时,事件BA发生。BA记作AB。
类似地,称InkkA1为n个事件,,21AA…nA,的积事件;称I1kkA为可列个事件
,,21AA
…的积事件。
4.事件xBA{|Ax且}Bx称为事件A与事件B的差事件。当且仅当A发
生、B不发生时事件BA发生。
5.若BA,则称事件A与B是互不相容的,或互斥的。这指的是事件A与
事件B不能同时发生。基本事件是两两互不相容的。
6.若SBA且BA,则称事件A与事件B互为逆事件。又称事件A与事件
B互为对立事件。这指的是对每次试验而言,事件A,B中必有一个发生。A的对
立事件A.A.AS
设CBA,,为事件,则有
交换律:
.;ABBAABBA
结合律:
.)()(;)()(CBACBACBACBA
分配律:
).()()();()()(CABACBACABACBA
德·摩根律:
.;BABABABA
频率与概率
频率:
在相同的条件下,进行了n次试验,在这n次试验中,事件A发生的次数An,
称为事件A发生的频数,比值An/n称为事件A发生的频率,并记成Afn
频率的基本性质:
1.0≦Afn≦1
2.Sfn=1
3.若,,21AA…kA,是两两互不相容的事件,则
nf(21AA…kA)=nf(1A)+…+nf(kA)
概率:
设E是随机试验,S是它的样本空间,对于E的每一事件A赋予一个实数,记为
P(A),称为事件A的概率,如果集合函数P(·)满足下列条件:
1.非负性
2.规范性:对于必然事件S,有P(S)=1
3.可列可加性:P(21AA…)=P(1A)+P(2A)+…
概率的性质:
1.P()=0
2.(有限可加性)若1A,2A,…nA,是两两互不相容的事件,则有
P(21AA…nA)=P(1A)+P(2A)+…+P(nA)
3.设A,B是两个事件,若BA,则有
P(B-A)=P(B)-P(A),P(B)≥P(A)
4.对于任一事件A,P(A)≤1
5.对于任一事件A,有)(AP=1-P(A)
6.对于任意两事件A,B有P(BA)=P(A)+P(B)-P(AB)
一般地,对于任意n个事件,,21AA…nA,,可以用归纳法得出
P(21AA…nA)=)(1niiAP-)(1jnjiiAAP+kjnkjiiAAA1+…
+)^()1(211nnAAAP
等可能概型(古典概型)
定义:
具有以下两个特点的试验称为等可能概型:
1.试验的样本空间只包含有限个元素
2.试验中每个基本事件发生的可能性相同
事件概率计算公式:
若事件A包含k个基本事件,即Ajiiieee^21
P(A)=)(1kjijeP=nk=(A包含的基本事件数)/(S中基本事件的总数)
实际推断原理:
人们在长期的实践中总结得到“概率很小的事件在一次试验中实际上几乎是不发
生的”
条件概率
事件A已发生的条件下事件B发生的概率
设A,B是两个事件,且P(A)>0,称P(B|A)=P(AB)/P(A)为在事件A发生的条件
下事件B发生的条件概率.
条件概率P(·|A)的性质:
1.非负性:P(B|A)≥0
2.规范性:对于必然事件S,有P(S|A)=1
3.可列可加性:设,,21BB…是两两互不相容的事件,则有
iiBP1(U|1()iiBPA|)A
对于任意事件B,C,有
P(B∪C|A)=P(B|A)+P(C|A)-P(BC|A)
乘法定理:
设P(A)>0,则有P(AB)=P(B|A)P(A)
一般,设,,21AA…nA,为n个事件,n≥2,且)^(121nAAAP>0,则有
nnAPAAAP()^(21|1121()^nnAPAAA|2221()^^APAAAn
|)()11APA
划分:
设S为试验E的样本空间,nBBB^,,21为E的一组事件,若
1.njijiBBji,^,2,1,,,
2.SBBBn^21,
则称nBBB^,,21为样本空间S的一个划分
全概率公式:
设试验E的样本空间为S,A为E的事件,nBBB^,,21为S的一个划分,且
),^,2,1(0)(niBPi
,则
APAP()(
|APBPB()()11|APBPB(^)()22|)()nnBPB
贝叶斯公式:
设试验E的样本空间为S,A为E的事件,nBBB^,,21为S的一个划分,且P(A)>0,
),^,2,1(0)(niBPi
,则
i
BP(
|)AAP(|)()iiBPB/njAP1(|)()jjBPB
先验概率:
根据以往数据分析得到的概率
后验概率:
在得到信息之后再重新加以修正的概率
独立性:
设A,B是两事件,如果满足等式P(AB)=P(A)P(B),则称事件A,B相互独立,简称
A,B独立
定理一:
设A,B是两事件,且P(A)>0,若A,B相互独立,则P(B|A)=P(B),反之亦然。
定理二:
若事件A与B相互独立,则下列各对事件也相互独立:A与B,A与B,A与B
设A,B,C是三个事件,如果满足等式:
)()()()()()()()()()()()()(CPBPAPABCPCPBPBCPCPAPACPBPAPABP
则称事件A,B,C相互独立。
一般,设,,21AA…nA,是n(n≥2)个事件,如果对于其中任意2个,任意3个,……,
任意n个事件的积事件的概率,都等于各事件概率之积,则称事件,,21AA…nA,相
互独立。
推论:
1.若事件,,21AA…nA,(n≥2)相互独立,则其中任意k(2≤k≤n)个事件也是相互
独立;
2.若n个事件,,21AA…nA,(n≥2)相互独立,则将,,21AA…nA,中任意多个事件换
成它们的对立事件,所得的n各事件仍相互独立