自考 概率論與數(shù)理統(tǒng)計(jì) 沖刺串講 考前老師劃重點(diǎn)
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自考 概率論與數(shù)理統(tǒng)計(jì) 沖刺串講 考前老師劃重點(diǎn)
第一章 隨機(jī)事件及其概率
1. 事件的關(guān)系與運(yùn)算
必然事件:—隨機(jī)試驗(yàn)全部結(jié)果構(gòu)成的集合。
不可能事件:
一般事件A:
若A、B為兩事件 若,則其蘊(yùn)含:“A發(fā)生導(dǎo)致B發(fā)生”。
若,這表示A發(fā)生時(shí),B必不發(fā)生,反之亦然。
若 A-B=A,則AB=φ;
若 AB=A,則;
若A∪B=A,則BA。
若為n個(gè)事件,由它們的運(yùn)算可產(chǎn)生諸多新事件,如
等等。
例1 事件發(fā)生等于“至少有1個(gè)發(fā)生”。
2.常用概率公式
(1),,
(2)若,則
(3);當(dāng),則
(4)
(5)
(6)若兩兩互不相容,則
(7)若相互獨(dú)立,則
例2 設(shè)
則
3.古典概型
古典概型:當(dāng)隨機(jī)試驗(yàn)的結(jié)果為有限個(gè)且諸結(jié)果等可能發(fā)生時(shí),任一事件A的概率為
例3 從五個(gè)球(其中兩個(gè)白球、三個(gè)紅球)中任取兩球,設(shè)A:取到兩個(gè)白球;B:一白一紅球,求
(1)無(wú)放回抽樣:
(2)有放回抽樣:每次有放回的取一球,連取兩次
[注]:若設(shè)X為兩次有放回取球中取到白球數(shù),則~,從而
4.條件概率
(1)若,則,其中A為任一事件。
(2)乘法公式:
(其中)
例4 箱中有兩白球、三紅球,表第次取到白球,則
P(“前兩次取到白球”)
P(“第一次取到白球,第二次取到紅球”)
(3)全概率公式:設(shè)是一完備事件組(或的一個(gè)劃分),即:,(即諸互不相容)且,則對(duì)任一事件A有
(4)Bayes公式
例5 某工廠生產(chǎn)的產(chǎn)品以100個(gè)為一批,在進(jìn)行抽樣檢查時(shí),只從每批中抽取10個(gè)來(lái)檢查,如果發(fā)現(xiàn)其中有次品,則認(rèn)為這批產(chǎn)品是不合格的,設(shè)每批產(chǎn)品中的次品最多不超過(guò)4個(gè),并且恰有個(gè)次品的概率如下
(1)求各批產(chǎn)品通過(guò)的概率;(2)求通過(guò)檢查的各批產(chǎn)品中恰有i個(gè)次品的概率。
解:(1)設(shè)事件是恰有個(gè)次品的一批產(chǎn)品,則由題設(shè)
設(shè)事件A是這批產(chǎn)品通過(guò)檢查,即抽樣檢查的10個(gè)產(chǎn)品都是合格品,則我們有
由全概率公式,即得
(2)由Bayes公式,所求概率分別為
5.事件的獨(dú)立性
(1)定義:A、B相互獨(dú)立等價(jià)于
(2)若相互獨(dú)立,則有
(3)有放回抽樣中的諸事件是相互獨(dú)立的。
例6 袋中有3白球,2個(gè)紅球,今有放回的抽取3次,求先后抽到(白、紅、白)的概率
解:設(shè)表第次抽到的白球,則所求為
(4)在n重貝努利(Bernoulli)試驗(yàn)中,若每次試驗(yàn)事件A發(fā)生的概率為,即,則事件A發(fā)生K次的概率為
例7 一射手對(duì)同一目標(biāo)獨(dú)立射擊4次,每次射擊的命中率為0.8,求:(1)恰好命中兩次的概率;(2)至少命中一次的概率。
解:由于每次射擊相互獨(dú)立,故本題可視為的貝努利試驗(yàn),其中
(1)設(shè):“4次射擊恰命中兩次”,則
(2)設(shè)B:“4次射擊中至少命中一次”,表“4次皆未命中”,則
第二章 隨機(jī)變量及其概率分布
1. 離散型隨機(jī)變量
例1 設(shè) ,則
2.常見(jiàn)離散型隨機(jī)變量
(1)0—1分布:設(shè)~,則
應(yīng)用背景:一次抽樣中,某事件A發(fā)生的次數(shù)~,其中
例2 設(shè)某射手的命中率為p,X為其一次射擊中擊中目標(biāo)的次數(shù),則X~
(2)二項(xiàng)分布:設(shè)X~,則
應(yīng)用背景:n次獨(dú)立重復(fù)抽樣中某事件A發(fā)生的次數(shù)X~,其中為事件A在一次抽樣中發(fā)生的概率。
例3 某射手的命中率為0.8,X為其5次射擊中命中目標(biāo)的次數(shù),則X取的可能值為,,即X~
記住:若X~,則,
(3)泊松(Poisson)分布
若則稱(chēng)X服從參數(shù)的泊松分布,且,記X~,
應(yīng)用背景:偶然性事件發(fā)生的次數(shù)X一般服從某個(gè)參數(shù)的泊松分布,如某地的降雨的次數(shù),車(chē)禍發(fā)生的次數(shù)等等。
另外,當(dāng)Y~,且n很大,P很小時(shí),令,則
例4 一個(gè)工廠生產(chǎn)的產(chǎn)品中的次品率0.005,任取1000件,計(jì)算
解:設(shè)X表任取的1000件產(chǎn)品中的次品數(shù),則X~,由于n很大,p很小,令
則(1)
(2)
3.隨機(jī)變量的分布函數(shù):X的分布函數(shù)為
,
的性質(zhì):①
②若,則
③
④,
例5 設(shè)X的分布函數(shù),其中,則b=______.
解:由知(因?yàn)椋?
由,及題設(shè)時(shí),故
綜上有,即
例6 設(shè)X的分布函數(shù)
求
解:
4. 連續(xù)型隨機(jī)變量
若,其中任意,則稱(chēng)X為連續(xù)型隨機(jī)變量。
此時(shí),;
其中 為X的概率密度,滿(mǎn)足(注意與分布律的性質(zhì):相對(duì)照)
例7 設(shè)X的概率密度為,則c=________
解:由知,故
5.常見(jiàn)連續(xù)型隨機(jī)變量
(1)均勻分布:設(shè)X~,則,
,
例8 設(shè)X~,且,則a=______
解:易知且,即 解得
(2)指數(shù)分布設(shè)~,則,
,
應(yīng)用背景:描述電子元件,某類(lèi)動(dòng)物的壽命,或服務(wù)時(shí)間等。
例9設(shè)X為某類(lèi)電子元件的壽命,求這類(lèi)元件已經(jīng)使用t時(shí),仍能正常工作的概率(設(shè)X~)
解:由題意所求為
(3)正態(tài)分布,設(shè)~,則
,
,
特別,當(dāng)~時(shí),稱(chēng)服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布,其密度函數(shù)記為分布函數(shù)記為
常用公式:①若~,則,
, *
②若~,則
6.簡(jiǎn)單隨機(jī)變量函婁的概率分布
例10 設(shè) ,求的概率分布。
解:由題設(shè),X的可能值為,故的可能值為
而
故
例11 設(shè)X~,求的分布密度函數(shù)
解:先求Y的分布函數(shù):,當(dāng);當(dāng)時(shí)
再求Y的分布密度函數(shù)
故
第三章 多維隨機(jī)變量及其概率分布
1. 二維隨機(jī)變量
的分布函數(shù)
X的分布函數(shù)
Y的分布函數(shù)
2. 離散型的分布律
(與比較)
例1 設(shè)的分布律為
求(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
解:(1)由知
解得
(2)
(3)
(4) (5)
3. 連續(xù)型的分布密度
設(shè)D為平面上的區(qū)域,為的分布密度,則其滿(mǎn)足:
特別,
若X,Y相互獨(dú)立,則有,,其中分別為X的邊緣分布函數(shù)和分布密度,分別為Y的邊緣分布函數(shù)和分布密度。
4.常見(jiàn)二維連續(xù)型分布
(1)平面區(qū)域D上的均勻分布:設(shè)D的面積為,服從D的均勻分布,則的分布密度為
例2 設(shè),即D為xy平面上的單位園域,則,設(shè)服從D上的均勻分布,則其 *
解:設(shè)具有D上的均勻分布,A為平面上的某一區(qū)域,則,其中表示A與D公共部分的面積。
例3 (續(xù)例2)求
解:
(2)二維正態(tài)分布 *,設(shè)具有該分布,則其概率密度為
*
此時(shí)X的邊緣密度,即~ 故
Y的邊緣密度,即Y~,故,
P為X,Y的相關(guān)系數(shù),可知當(dāng)時(shí),,即X,Y相互獨(dú)立,這是一個(gè)重要結(jié)論:
在正態(tài)分布的場(chǎng)合:不相關(guān)等價(jià)于相互獨(dú)立。
另外,可知 *
例4 設(shè)X~,Y~,兩者相互獨(dú)立,求的分布密度
解:由相互獨(dú)立知~
第四章 隨機(jī)變量的數(shù)字特征
1. 單個(gè)隨機(jī)變量的期望
例1 設(shè) ,則
例2 設(shè)X的分布密度為,則
2. 單個(gè)隨機(jī)變量函數(shù)的期望
設(shè)X為隨機(jī)變量,是普通函數(shù),則是隨機(jī)變量,且
*
例3 設(shè)X的分布如例1,求的期望
解:
例4 設(shè)X的分布密度如例2,求的期望
解:
當(dāng)(其中)時(shí),,即為X的方差
例4 設(shè)
則 ,
(方差大者,取值分散)
[注]:是重要常用公式
例5 設(shè)隨機(jī)變量X具有概率密度,求DX
解:因是分段函數(shù),故求時(shí)也要隨之分段積分
于是
3.函數(shù)的期望
設(shè)是普通函數(shù),則是隨機(jī)變量,其數(shù)學(xué)期望EZ等于
例6 設(shè)分布律為 ,
則
例7 設(shè)的分布密度,則
當(dāng)時(shí),其中,則
是X,Y的協(xié)方差,即
(重點(diǎn))
當(dāng)時(shí),其中
*為X,Y的相關(guān)系數(shù)
期望的重要性質(zhì)
(1) (常數(shù))
(2)
(3)
推廣:
(4)若X,Y相互獨(dú)立,則
方差的重要性質(zhì)
(1)
,其中c為常數(shù)
(2)
特別
(3)若X,Y相互獨(dú)立,則
(4)
例8 設(shè)X,Y相互獨(dú)立,且,則
協(xié)方差的運(yùn)算性質(zhì):
(1)
(2),其中a,b為常數(shù)
(3)
(4)若X,Y相互獨(dú)立,則,從而,即X與Y不相關(guān)
[注]:一般地,若X,Y獨(dú)立,則X,Y必不相關(guān)(即);反之不真,即X,Y不相關(guān)推不出X,Y獨(dú)立。
重要特例是:若為正態(tài)分布,則X,Y獨(dú)立等價(jià)于X,Y不相關(guān)(即)
例9 設(shè)的分布律為 ,求
解:易知
故,,
,
*
例10 設(shè)~,則 *
例11 設(shè)為連續(xù)型,則X與Y不相關(guān)的充分必要條件是_______(選擇題)
(A)X,Y獨(dú)立 (B) (C)
(D)~
解法1(排除法):排除(A),因X,Y獨(dú)立不相關(guān)(故非充要條件);排除(B),這一等式成立不需任何條件;排除(D),由服從正態(tài)分布及知X,Y獨(dú)立,從而不相關(guān),但并非正態(tài)場(chǎng)合才有這一結(jié)論故選(C)
解法2(直接證明):當(dāng)時(shí),,故X,Y不相關(guān);反之亦然。
第五章 大數(shù)定律與中心極限定理
1. 貝努利大數(shù)定律
貝努利大數(shù)定律:設(shè),為A在n次觀測(cè)中發(fā)生的頻率,則對(duì)任給的正數(shù)有
2. 中心極限定理
設(shè)相互獨(dú)立,同分布,從而它們有相同的期望和相同的方差
,其中為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)
[注]:中心極限定理的含義是:大量隨機(jī)變量的和近似正態(tài)分布,即當(dāng)n很大時(shí)近似某正態(tài)分布,為了便于查表近似計(jì)算,將標(biāo)準(zhǔn)化(從而標(biāo)準(zhǔn)化后其近似分布)
故上述隨機(jī)變量的分布函數(shù),即
在應(yīng)用中心極限定理,大多用上式的形式
更進(jìn)一步的特別場(chǎng)合為:若相互獨(dú)立同分布時(shí),上式化為
這一式子在應(yīng)用也較為常用
例1 計(jì)算機(jī)進(jìn)行加法計(jì)算時(shí),設(shè)所取整誤差是相互獨(dú)立的隨機(jī)變量,且都服從,求300個(gè)數(shù)相加的誤差總和的絕對(duì)值小于10的概率。
解:易知第i個(gè)加數(shù)的誤差滿(mǎn)足:~,,故
故所
第六章 統(tǒng)計(jì)量及其抽樣分布
1.設(shè)總體~
則其樣本相互獨(dú)立,同分布,n為樣本容量
從而~
~
例1 設(shè)總體X~,則從而其樣本的聯(lián)合密度函數(shù)為
~
2.常見(jiàn)統(tǒng)計(jì)量
常見(jiàn)統(tǒng)計(jì)量:設(shè)總體為X,為其樣本,
不含任何未知參數(shù)的樣本的函數(shù)稱(chēng)為統(tǒng)計(jì)量
(1)樣本均值,,,這結(jié)論對(duì)任何總體都成立。
進(jìn)一步的,若總體X~,則~,從而~
(2)樣本方差,
,
(3)若總體X~,則有與相互獨(dú)立,且
~
~ *
(4)若總體X與總體Y相互獨(dú)立,與分別為其樣本,X~,Y~
,其中,,則
~
進(jìn)一步的,若,則有
~
其中
3.關(guān)于分布的密度曲線及分位數(shù)
(1)分布
若~,則,
從而
而F分布的密度曲線與上圖相似。
(2)分布
若~,則
t分布的密度曲線關(guān)于y軸對(duì)稱(chēng),故有
例2 設(shè)總體~,是容量n的樣本均值,求
解:由總體~,知,,
故 ,
例3 設(shè)總體X~,為其樣本,則
證明:∵~
∴
即
第七章 參數(shù)估計(jì)
1.矩法估計(jì):矩估計(jì)的實(shí)質(zhì)是用樣本矩作為總體相應(yīng)矩的估計(jì)量
設(shè)X為總體,,,為其樣本
則的矩估計(jì)
的矩估計(jì)
例1 設(shè)總體~,其中皆未知,為其樣本,求的矩估計(jì)
解:因?yàn)?,?
,故
例2 設(shè)總體~,未知,求的矩估計(jì)
解:因?yàn)?,故(矩法方程),由此解得,即為的矩估?jì)
例3 設(shè)總體~,其中,未知為其樣本,求P的矩估計(jì)
解:由,故P的矩估計(jì)
2.極大似然估計(jì)
設(shè)總體X,具有概率密度函數(shù), 其中為未知參數(shù),其變化范圍為,為其樣本,則似然函數(shù)為
若存在使{},則稱(chēng)為的極大似然估計(jì)
一般求法:①由題設(shè),求出的表達(dá)式
②取對(duì)數(shù): *
③求導(dǎo)并令其等于0,建立似然方程 *
④解之即得的極大似然估計(jì)
例4 設(shè)是總體X的樣本,總體概率密度為
求 的矩估計(jì)和極大似然估計(jì)
解:(1)由 解得為之矩估計(jì)
(2)似然函數(shù)
*
解得的極大似然估計(jì)
例5 設(shè)總體X~,,為其樣本,求的極大似然估計(jì)
解: 由于按常規(guī)方法建立的似然方程無(wú)解,故用極大似然估計(jì)的定義解之
設(shè)
欲使似然函數(shù)達(dá)最大,取即可
[注]
3.估計(jì)量的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)
(1)無(wú)偏性:若,則為的無(wú)偏估計(jì)
(2)有效性:若、皆為之無(wú)偏估計(jì),且D,則稱(chēng)較有效
(3)相合性:若的估計(jì)量滿(mǎn)足,,則稱(chēng)為之相合估計(jì)
4.參數(shù)的區(qū)間估計(jì)
設(shè)總體~,為其樣本
則的置信度的區(qū)間估計(jì)為
(1)已知時(shí);
(2)未知時(shí);
(見(jiàn)書(shū)中P.162表)
例6 設(shè)總體~,且,則的0.95置信區(qū)間為
[注]請(qǐng)查看教材中正態(tài)總體參數(shù)的區(qū)間估計(jì)一覽表
第八章 假設(shè)檢驗(yàn)
1. 假設(shè)檢驗(yàn)的基本思想:小概率事件在一次抽樣中是幾乎不可能發(fā)生的
例1 設(shè)總體~,其中未知,為其樣本
試在顯著性水平下檢驗(yàn)假設(shè)
;
這里,即為小概率事件的概率,當(dāng)真時(shí),~
則
即事件即為小概率事件,當(dāng)它發(fā)生時(shí),即認(rèn)為原假設(shè)不真,從而接受對(duì)立假設(shè)
2. 兩類(lèi)錯(cuò)誤
以例1為例,上述的取值完全由樣本所決定,由于樣本的隨機(jī)性,假設(shè)檢驗(yàn)可能犯以下兩類(lèi)錯(cuò)誤:
第一類(lèi)錯(cuò)誤:(拒真),也即檢驗(yàn)的顯著性水平
第二類(lèi)錯(cuò)誤:(接受不真)(接受真)
在樣本容量n固定時(shí),相互制約,當(dāng)減小時(shí),的值會(huì)增大,反之亦然。
3.正態(tài)總體參數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)
(1)首先要會(huì)判斷所討論問(wèn)題是否為假設(shè)檢驗(yàn)問(wèn)題
例2 從一批燈泡中隨機(jī)抽取50個(gè),分別測(cè)得其壽命,算得其平均值(小時(shí)),樣本標(biāo)準(zhǔn)差(小時(shí)),問(wèn)可否認(rèn)為這批燈泡的平均壽命()為2000小時(shí)?! ?
分析:本題中雖然沒(méi)說(shuō)總體(壽命)服從什么分布,但由于樣本容量,可按正態(tài)總體處理,“可否認(rèn)為平均壽命為2000小時(shí)”等價(jià)于作檢驗(yàn)
(2)檢驗(yàn)問(wèn)題主要是對(duì)提出的假設(shè)檢驗(yàn)確定出檢驗(yàn)的拒絕域,這可參考指定教材第八章正態(tài)總體檢驗(yàn)一覽表。
第九章 回歸分析
本章只是簡(jiǎn)述了一元線性回歸分析
若因變量Y與可控變量x具有線性關(guān)系,即
回歸分析的目的之一就是要通獨(dú)立樣本
求出的點(diǎn)估計(jì),以建立關(guān)于Y與x的線性回歸方程
由最小二乘法,可得的點(diǎn)估計(jì)為
可以證明,它們都是未知參數(shù)的無(wú)偏估計(jì)
更詳細(xì)的例子請(qǐng)參考[例9—1]