《概率统计》作业题参考答案.docx
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《概率统计》作业题参考答案
《概率统计》作业题参考答案
《概率统计》作业题答案
cy091017王少玲
1.某工厂生产的产品以100个为一批.在进行抽样检查时,只从每批抽取3
个来检查,如果发现其有次品,则认为这批产品不合格.假定每批产品
求(1
(2)在一批产品能通过检查的条件下,这批产品没有次品的概率.
[解]
(1)记A={产品能通过检查},
Bi={产品有i个次品}(i=0,1,2),则
3.0)(,
4.0)(,3.0)(210===BPBPBP941.0)|(,97.0)|(,1)|(3100
3982310039910=====CCBAPCCBAPBAP由全概率公式,得所求概率为
970.0)|()()(2
0∑=≈=iiiBAPBPAP
(2)我们要求的概率是
309.0970
.03.01)()()|()()()|(0000≈⨯===APBPBAPAPABPABP
2.发报台分别以概率0.6及0.4发出信号“·”及“-”。
由于通讯系统受到
干扰,当发出信号“·”时,收报台以概率0.8及0.2收到信号“·”及“-”;又当发出信号“-”时,收报台以概率0.9及0.1收到信号“-”及“·”。
求:
(1)收报台收到信号“·”的概率;
(2)当收报台收到信号“-”时,发报台确系发出信号“-”的概率。
[解]
(1)记A={收报台收到信号“·”},B={发报台发出信号“·”},则
4.0)(,6.0)(==BPBP9.0)|(,1.0)|(,2.0)|(,8.0)|(====BAPBAPBAPBAP
由全概率公式,收报台收到信号“·”的概率为52.0)|()()|()()(=+=BAPBPBAPBPAP
(2)当收报台收到信号“-”时,发报台确系发出信号“-”的概率是
75.048
.04.09.0)
(1)()|()()()|(=⨯=-==APBPBAPAPBAPABP
3.两台机床加工同样的零件,第一台出现废品的概率为0.05,第二台出现废
品的概率为0.02,加工的零件混放在一起。
若第一台车床与第二台车床加工的零件数比例为5:
4,求:
(1)任意从这些零件取出一个恰为合格品的概率;
(2)任意从这些零件取出一个,发现恰为合格品。
试问它为第二台车床加工的可能性有多大?
[解]iA=“所取的零件由第i台机床加工”(i=1,2),B=“取出的零件为合格品”;则
(1)由全概率公式,任意从这些零件取出一个恰为合格品的概率是:
(2)由贝叶斯(Bayes)公式知,所求概率为:
4.用甲胎蛋白法普查肝癌,由过去的资料得到灵敏度(即癌症患者检测结果呈
阳性的概率)是95%、特异度(即正常人检测结果呈阴性的概率)是90%。
又已知广州肝癌发病率为0.02%(1999年数据),即每一万广州人有两人得肝癌。
假设某人的检验结果是阳性,试问:
他应该沮丧到什么程度?
[解]答案是令人惊讶的,他甚至应该保持谨慎乐观的态度。
为什么呢?
我们来求一下他真的患有肝癌的(条件)概率。
令A={检验结果是阳性},B={他真的患病},则
)
|()()|()()
|()()|(BAPBPBAPBPBAPBPABP+=
%19.0%)
901(%)02.01(%95%02.0%
95%02.0≈-⨯-+⨯⨯=
5.设连续随机变量X的概率密度为:
2
()1A
fxx=+,x-∞<<∞
求:
(1)常数A;
(2)X落在区间[0,1]内的概率;(3)XYe=的概率密度。
[解]
(1)由概率密度的性质,有
2211()arctan11AfxdxdxAdxAxAxxπ∞∞∞
∞
-∞-∞-∞-∞
=====++⎰⎰⎰,故1Aπ=。
(2)由概率计算公式知,所求概率为
1
1
02
1111(01)arctan
(1)44PXdxxxππππ≤≤===⋅=+⎰;(3)随机变量函数XYe=的分布函数为
ln20,
0;()()1
(ln),0.
(1)Xy
YyFyPeyPXydxyxπ-∞
≤⎧⎪=<=⎨<=>⎪+⎩⎰故XYe=的概率密度是
20,
0;()()1
0.(1(ln))
YYyfyFyyyyπ≤⎧⎪
'==⎨>⎪+⎩
6.设随机变量X的分布函数为()arctanFxABx=+,x-∞<<+∞。
(1)求常数,AB;
(2)求(||1)PX<;(3)求概率密度。
[解]
(1)由0)(lim=-∞
→xFx及1)(lim=+∞
→xFx,得
0)2(=-+πBA,1)2(=+π
BA
解得π
1
21==BA;
(2)(||1)PX<))1arctan(()1arctan()1()1(-+-+=--=BABAFF
2
1))4(4(1=--⨯=πππ;(3)随机变量X的概率密度为
)1(1
)(arctan)()(2
xxBxFxf+='⨯='=π。
7.设二维连续随机变量(,)XY的联合概率密度为
(2),(,)0,
xyCefxy-+⎧=⎨
⎩,0;
.xy>其它求:
(1)常数C;
(2)概率(3)PXY+≤;
(3)X、Y的边缘概率密度;并判断X与Y是否独立。
[解]
(1)由联合概率密度的性质,有
(2)20000
1(,)2xyx
yCfxydxdyCedxdyCedxedy∞∞∞∞∞∞
-+---∞-∞====⎰⎰⎰⎰⎰⎰,故2C=。
(2)由概率计算公式知,所求概率为
3
33
(2)
22(3)30
0
(3)22
(1)xxyx
y
xxxyxyPXYe
dxdyedxe
dyeedx--+-----+≤>+≤=
==-⎰⎰
⎰⎰⎰
3
3
(6)
(6)
320
()()
(1)xxxxee
dxee
e-------=-=-+=-⎰;
(3)X、Y的边缘概率密度分别为
(2)
02,0;()(,)0,0.xyxXe
dyexfxfxydyx∞-+-∞
-∞⎧=>⎪==⎨⎪≤⎩
⎰⎰
22,0;
()0,
0.yYeyfyy-⎧>=⎨
≤⎩显然(,)()()XYfxyfxfy=,故X与Y独立。
8.设二维随机变量(,)XY的联合概率密度为
(23),0,0;
(,)0,
.xyAexyfxy-+⎧>>=⎨
⎩其它求
(1)系数A;
(2)(,)XY落在区域:
0,0,236Rxyxy>>+<内的概率;(3)(,)XY的边缘概率密度;并判断X与Y是否独立。
[解]
(1)由联合概率密度的性质,有
31211003200)32(⋅⋅===⎰⎰⎰⎰∞∞
--∞∞+-AdyedxeAdxdyAeyx
yx
故6=A;
(2)(,)XY落在区域:
0,0,236Rxyxy>>+<内的概率为
)632,0,0(=<+>>YXYXP⎰⎰⎰⎰--->><++-=2
2
360
230
06
32)32(236y
xy
yxyxyxdxedy
edxdye⎰⎰------=-=2
6320
)
36(3)(3)1(3dyeedye
e
yyy
662
037123----=⋅--=eeey;
(3)X、Y的边缘概率密度分别为
⎪⎩
⎪⎨⎧≤>===-∞+-∞
∞-⎰⎰.0,0;0,26),()(20)32(xxedye
dyyxfxfxyxX
⎩⎨
⎧≤>==-∞
∞
-⎰.0,0;
0,3),()(3yyedxyxfyfyY显然(,)()()XYfxyfxfy=,故X与Y独立。
9.设随机变量~[0,2]XU与~
(2)Ye独立,求:
(1)二维随机变量(,)XY的联合概率密度;
(2)概率()PXY≤。
[解]
(1)随机变量~[0,2]XU的密度为
⎪⎩⎪⎨⎧<<=其它。
0;
20,2
1
)(xxfX随机变量~
(2)Ye的密度为
⎩⎨⎧>=-其它。
0;
0,2)(2yeyfyY
随机变量(,)XY的联合概率密度为
⎩⎨⎧><<==-.,
0;
0,20,)()(),(2其它yxeyfxfyxfyYX
(2)概率()PXY≤⎰⎰⎰⎰∞
->≥<<-==
20
20
202x
yxyxy
dyedxdxdye
)1(41
412142022
2|----=-==⎰eedxexx。
10.设袋有2个白球和3个黑球,每次从其任取1个球,直至取到黑球为止,
分别就
(1)不放回取球与
(2)有放回取球两种情形计算取球次数的数学期望、方差与标准差.[解]设X与Y分别表示情形
(1)与
(2)的取球次数,则不难知道,X的
又7.21.033.026.01)(2222=⨯+⨯+⨯=XE
故45.0)()()(22=-=XEXEXD,67.0)()(≈=XDXσ
而Y的概率分布为:
6.0)4.0()(1⋅==-kkYP,1,2,3,k=,即)6.0(~GY
从而356.01)(==YE,9106.06.01)(2=-=YD,05.1)()(≈=YDYσ
11.设随机变量],0[~πUX,求随机变量函数XYcos=的数学期望与方差.[解]随机变量],0[~πUX的密度为
⎪⎩⎪⎨⎧<<=其它。
0;
0,1
)(ππ
xxf则函数XYcos=的数学期望与方差分别为
⎰∞
∞
-⋅==dxxfxXEYE)(cos)(cos)(
0sin1
cos1
|0
==
=
⎰∞
π
ππ
π
xxdx;
⎰∞
∞
-⋅==-=dxxfxXEYEYEYD)(cos)(cos)()()(2222
21
))2sin(21(21))2cos(1(21cos1
|00
02
=+=+==⎰⎰ππ
ππππxxdxxxdx
12.设二维连续随机变量(,)XY的联合概率密度为
2,0,1;
(,)0,
.xyxyfxy--<<⎧=⎨
⎩其它,试求X与Y的协方差。
[解]由随机变量函数的数学期望的计算公式即知
111
10000()(,)
(2)
(2)EXxfxydxdyxxydxdyxdxxydy∞∞-∞-∞⎡⎤
==--=--⎢⎥
⎣⎦
⎰⎰⎰⎰⎰⎰1
1315
(2)24312xxdx=--=-=⎰
同理可得12
5
)(=YE。
又
1100()
(2)EXYxyxydxdy=--⎰⎰1
021111
()23366xxdx-=-=-=⎰
故X与Y的协方差为
144
1
)()()(),(-
=-=YEYEXYEYXCov
13.设随机变量)4,4(~NX,求:
(1)(210)PX-<≤;
(2)(3)PX>;(3)确定d,使得()0.9PXd>≥。
[解]
(1))3()3()2
4
1024242(
)102(-Φ-Φ=-≤-<--=≤<-XPXP9973.0199865.021)3(2=-⨯=-Φ=
(2)6915.0)5.0()5.0
(1)2
4
324(
)3(=Φ=-Φ-=->-=>XPXP(3)由)28.1(9.0)2
4()24
(1)2424(
)(Φ=≥-Φ=-Φ-=->-=>d
ddXPdXP得
28.12
4≥-d
故44.1≤d
14.设随机变量~(1,4)XN,求下列概率:
(1)(1.65.8)PX-≤<;
(2)(||4.56)PX≥。
[解]
(1))3.1()4.2()2
1
8.521216.1(
)8.56.1(-Φ-Φ=-≤-<--=<≤-XPXP895.0)9032.01(9918.0=--=
(2)(||4.56)PX≥)2
1
56.4212156.4(
1)56.456.4(1-≤-<---=<<--=XPXP0402.09973.09625.02)78.2()78.1
(2))78.2()78.1((1=--=Φ-Φ-=-Φ-Φ-=
15.设随机变量2~(0,)XNσ,求随机变量函数||YX=的概率密度、数学期望与
方差。
[解]
(1)先求Y的分布函数:
)|(|)(yXPyF≤=。
显然,当0y≤时,()0Fy=;
而当0y>时,⎰
⎰
-
--
==
≤≤-=y
xy
y
xdxe
dxe
yXyPyF0
22222221)()(σσσ
πσ
π
故||YX=的概率密度为
⎪
⎩⎪⎨⎧≤>='=-0,
00
22)()(2
2
2yyeyFyfyσσπ
(2)σπ
σπ
σπ
σ
πσ
222
222222)(0
22
2
222
2==
=
=⎰⎰⎰∞
-
∞
-
∞
-
xde
dxxe
dye
y
YExxy
2222)()()()(σ=+==XEXDXEYE
故222)2
1()()()(σπ
-=-=YEYEYD
16.某工厂有200台同类型的机器,每台机器工作时需要的电功率为10千瓦。
由于工艺等原因,每台机器的实际工作时间只占全部工作时间的75%,各台机器是否工作是相互独立的。
求:
(1)任一时刻有140至160台机器正在工作的概率;
(2)需要供应多少电功率可以保证所有机器正常工作的概率不小于0.95?
[解]设事件A表示机器工作,则可把200台机器是否工作视作200重贝努利试验。
设Y表示任一时刻正在工作的机器数,则)75.0,200(~NY.
(1)由DeMoivre-Laplace心极限定理知
)
5
.37150
1605.371505.37150140()160140(-≤-≤-=≤≤YPYP8968.019484.021)63.1(2=-⨯=-Φ≈
(2)设任一时刻正在工作的机器数不超过m,则题目要求
95.0)0(≥≤≤mYP即有)5.24()5.37150
()5.371500()5.37150(
)0(-Φ--Φ≈-Φ--Φ≈≤≤mmmYP)645.1()5
.37150(Φ≥-Φ≈m,
故
645.15
.37150≥-m,1.160≥m,
取161=m,即需要供应1610千瓦的电功率.
17.设总体)(~pGX,抽取样本12,,,nXXX。
求:
(1)样本均值X的数学期望与方差;
(2)样本方差2S的数学期望。
[解]因为)(~pGX,故21)(,1)(p
pXDpXE-==
。
(1)pXEXE1)()(=
=,21)()(np
pnXDXD-==;
(2)221)()(p
p
XDSE-=
=。
18.设总体~(40,25)XN。
(1)抽取容量为36的样本,求样本均值X在38与43之间的概率;
(2)抽取样本容量n多大时,才能使概率(|40|1)0.95PX-<≥?
(3)抽取样本容量n多大时,才能使(||)0.5EXμ-≤?
[解]设样本容量为n,则)1,0(~2540
Nn
Xu-=
。
(1)此时36=n,
)1,0(~36
2540
NX-,故所求概率为
)6.336
2540
4.2()4338(<-<
-=<(2)95.01)5
(2)5|(|)1|40(|≥-Φ=<
=<-n
nuPXP,)96.1(975.0)5(
Φ=≥Φn,96.15
≥n
04.96≥n,取97=n(3
)222
2
||||xxEuxdxxe
dx∞
∞
-
-
-∞
=
=
=
⎰⎰,
5.050||25||≤==
-π
μnuEnXE,7.63200
≈≥
π
n,故取64=n。
19.设总体~()XGp,其01p<<。
求未知参数p的矩估计与最大似然估计,
并说明它们是否为无偏估计。
[解]因为)(~pGX,故pXE1)(=
故有矩法方程:
p
X1=。
解之得p的矩估计是X
p
1ˆ=。
设样本观测值为12,,,nxxx,则似然函数为
nxnn
ixpppppLi)1(11)1()1()(-=--=-=∏
故pnpxnpLln)1ln()1()(ln+--=,有似然方程:
0111)1()(ln=+---=p
npxndppLd,解之得p的最大似然估计值是xp
1ˆ=,最大似然估计也是X
p
1
ˆ=。
因为pp
XEXEXEp
E===≠=11
)
(1)
(1)1()ˆ(,所以参数p的矩估计和最大似然估计都不是无偏估计。
20.设1112(,,,)nXXXθθ=和2212(,,,)nXXXθθ=是θ的两个相互独立的无偏估计,且方差)ˆ(2
3)ˆ(1
2θθDD=。
(1)试证明:
对任意常数k,12
(1)kkθ
θθ=+-都是θ的无偏估计;
(2)在所有这些无偏估计,试求方差最小的无偏估计。
[解]
(1)因为
1212()[
(1)]()
(1)()
(1)EEkkkEkEkkθ
θθθθθθθ=+-=+-=+-=
所以,对任意常数k,12
(1)kkθ
θθ=+-都是θ的无偏估计。
(2)
2
21212()[
(1)]()
(1)()DDkkk
DkDθθθθ
θ=+-=+-2
)ˆ()
56)53(5
(2)ˆ())1(32()ˆ()23)1((1212212
2
θθθDkDkkDkk+-=-+=-+=故方差最小的无偏估计是21ˆ
5
2ˆ53θθ+
。
21.假设考生成绩服从正态分布2(,)Nμσ。
现随机抽取36人,算得平均成绩是
66.5分,标准差为15分。
试问在显著性水平α=0.05下,是否可认为这次考试全体考生的平均成绩为70分?
[解]设考生成绩服从正态分布),(~2σμNX
依题意,要检验的假设是
70:
00==μμH01:
μμ≠↔H
因为未知σ,所以应选取统计量)1(~/0
0--=
ntn
SXtHμ;在显著性水平05.0=α下的拒绝域为}03.2)35()1(|{|025.02==->=tnttRα。
计算统计量t的观测值得:
4.1|36
15705.66|
||
||0=-=-=n
s
xtμ。
因为03.2||22.已知某种电子元件的平均寿命为3000小时。
采用新技术后抽查16个,测得电子元件寿命的样本均值3100x=小时,样本标准差170s=小时。
设电子元件的寿命服从正态分布,试问采用新技术后电子元件的平均寿命是否有显著提高?
(取显著性水平05.0=α)
[解]设电子元件的寿命),(~2σμNX,依题意,要检验的假设是
00:
3000Hμμ==10:
Hμμ↔>
因为未知σ,所以应选取统计量)1(~/00--=ntn
SXtHμ;在显著性水平05.0=α下的拒绝域为}753.1)15()1({05.0==->=tnttRα。
计算统计量t的观测值得:
35.216
170300031000
≈-=-=nsxtμ。
因为753.1>t,所以在显著性水平05.0=α下,拒绝原假设0H,接受备择假设1H,即可认为采用新技术后电子元件平均寿命显著提高。