概率論與數(shù)理統(tǒng)計(jì)課后習(xí)題答案17章

1、 習(xí)題答案第1章 三、解答題 1設(shè)P(AB) = 0，則下列說法哪些是正確的？ (1) A和B不相容； (2) A和B相容； (3) AB是不可能事件； (4) AB不一定是不可能事件； (5) P(A) = 0或P(B) = 0 (6) P(A B) = P(A) 解：(4) (6)正確. 2設(shè)A，B是兩事件，且P(A) = 0.6，P(B) = 0.7，問： (1) 在什么條件下P(AB)取到最大值，最大值是多少？ (2) 在什么條件下P(AB)取到最小值，最小值是多少？ 解：因?yàn)椋忠驗(yàn)榧?所以(1) 當(dāng)時P(AB)取到最大值，最大值是=0.6.(2) 時P(AB)取到最小值，最小值是P

2、(AB)=0.6+0.7-1=0.3. 3已知事件A，B滿足，記P(A) = p，試求P(B) 解：因?yàn)?，即，所?4已知P(A) = 0.7，P(A B) = 0.3，試求 解：因?yàn)镻(A B) = 0.3，所以P(A ) P(AB) = 0.3, P(AB) = P(A ) 0.3,又因?yàn)镻(A) = 0.7，所以P(AB) =0.7 0.3=0.4，. 5 從5雙不同的鞋子種任取4只，問這4只鞋子中至少有兩只配成一雙的概率是多少？ 解：顯然總?cè)》ㄓ蟹N，以下求至少有兩只配成一雙的取法：法一：分兩種情況考慮：+ 其中：為恰有1雙配對的方法數(shù)法二：分兩種情況考慮：+ 其中：為恰有1雙配對的方法

3、數(shù)法三：分兩種情況考慮：+ 其中：為恰有1雙配對的方法數(shù)法四：先滿足有1雙配對再除去重復(fù)部分：-法五：考慮對立事件：- 其中：為沒有一雙配對的方法數(shù)法六：考慮對立事件： 其中：為沒有一雙配對的方法數(shù)所求概率為 6在房間里有10個人，分別佩戴從1號到10號的紀(jì)念章，任取3人記錄其紀(jì)念章的號碼求： (1) 求最小號碼為5的概率； (2) 求最大號碼為5的概率 解：(1) 法一：，法二： (2) 法二：，法二： 7將3個球隨機(jī)地放入4個杯子中去，求杯子中球的最大個數(shù)分別為1，2，3的概率 解：設(shè)M1, M2, M3表示杯子中球的最大個數(shù)分別為1，2，3的事件，則, , 8設(shè)5個產(chǎn)品中有3個合格品，2

4、個不合格品，從中不返回地任取2個，求取出的2個中全是合格品，僅有一個合格品和沒有合格品的概率各為多少？ 解：設(shè)M2, M1, M0分別事件表示取出的2個球全是合格品，僅有一個合格品和沒有合格品，則 , 9口袋中有5個白球，3個黑球，從中任取兩個，求取到的兩個球顏色相同的概率 解：設(shè)M1=“取到兩個球顏色相同”，M1=“取到兩個球均為白球”，M2=“取到兩個球均為黑球”，則.所以 10 若在區(qū)間(0，1)內(nèi)任取兩個數(shù)，求事件“兩數(shù)之和小于6/5”的概率 解：這是一個幾何概型問題以x和y表示任取兩個數(shù)，在平面上建立xOy直角坐標(biāo)系，如圖. 任取兩個數(shù)的所有結(jié)果構(gòu)成樣本空間W = (x，y)：0 &

5、#163; x，y £ 1 事件A =“兩數(shù)之和小于6/5”= (x，y) Î W ： x + y £ 6/5因此圖？ 11隨機(jī)地向半圓（為常數(shù)）內(nèi)擲一點(diǎn)，點(diǎn)落在半圓內(nèi)任何區(qū)域的概率與區(qū)域的面積成正比，求原點(diǎn)和該點(diǎn)的連線與軸的夾角小于的概率 解：這是一個幾何概型問題以x和y表示隨機(jī)地向半圓內(nèi)擲一點(diǎn)的坐標(biāo)，q表示原點(diǎn)和該點(diǎn)的連線與軸的夾角，在平面上建立xOy直角坐標(biāo)系，如圖. 隨機(jī)地向半圓內(nèi)擲一點(diǎn)的所有結(jié)果構(gòu)成樣本空間 W=(x，y)： 事件A =“原點(diǎn)和該點(diǎn)的連線與軸的夾角小于” =(x，y)：因此 12已知，求 解： 13設(shè)10件產(chǎn)品中有4件不合格品，從中任取兩

6、件，已知所取兩件產(chǎn)品中有一件是不合格品，則另一件也是不合格品的概率是多少？ 解：題中要求的“已知所取兩件產(chǎn)品中有一件是不合格品，則另一件也是不合格品的概率”應(yīng)理解為求“已知所取兩件產(chǎn)品中至少有一件是不合格品，則兩件均為不合格品的概率”。 設(shè)A=“所取兩件產(chǎn)品中至少有一件是不合格品”，B=“兩件均為不合格品”；， 14有兩個箱子，第1箱子有3個白球2個紅球，第2個箱子有4個白球4個紅球，現(xiàn)從第1個箱子中隨機(jī)地取1個球放到第2個箱子里，再從第2個箱子中取出一個球，此球是白球的概率是多少？已知上述從第2個箱子中取出的球是白球，則從第1個箱子中取出的球是白球的概率是多少？ 解：設(shè)A=“從第1個箱子中取

7、出的1個球是白球”，B=“從第2個箱子中取出的1個球是白球”，則，由全概率公式得由貝葉斯公式得 15將兩信息分別編碼為A和B傳遞出去，接收站收到時，A被誤收作B的概率為0.02，而B被誤收作A的概率為0.01，信息A與信息B傳送的頻繁程度為2：1，若接收站收到的信息是A，問原發(fā)信息是A的概率是多少？ 解：設(shè)M=“原發(fā)信息是A”，N=“接收到的信息是A”，已知所以由貝葉斯公式得 16三人獨(dú)立地去破譯一份密碼，已知各人能譯出的概率分別為，問三人中至少有一人能將此密碼譯出的概率是多少？ 解：設(shè)Ai=“第i個人能破譯密碼”，i=1,2,3.已知所以至少有一人能將此密碼譯出的概率為 17設(shè)事件A與B相互

8、獨(dú)立，已知P(A) = 0.4，P(AB) = 0.7，求. 解：由于A與B相互獨(dú)立，所以P(AB)=P(A)P(B),且P(AB)=P(A)+ P(B) - P(AB)= P(A)+ P(B) - P(A)P(B)將P(A) = 0.4，P(AB) = 0.7代入上式解得 P(B) = 0.5，所以或者,由于A與B相互獨(dú)立,所以A與相互獨(dú)立，所以 18甲乙兩人獨(dú)立地對同一目標(biāo)射擊一次，其命中率分別為0.6和0.5，現(xiàn)已知目標(biāo)被命中，則它是甲射中的概率是多少？ 解：設(shè)A=“甲射擊目標(biāo)”，B=“乙射擊目標(biāo)”，M=“命中目標(biāo)”，已知P(A)=P(B)=1,所以由于甲乙兩人是獨(dú)立射擊目標(biāo)，所以 19

9、某零件用兩種工藝加工，第一種工藝有三道工序，各道工序出現(xiàn)不合格品的概率分別為0.3，0.2，0.1；第二種工藝有兩道工序，各道工序出現(xiàn)不合格品的概率分別為0.3，0.2，試問： (1) 用哪種工藝加工得到合格品的概率較大些？ (2) 第二種工藝兩道工序出現(xiàn)不合格品的概率都是0.3時，情況又如何？ 解：設(shè)Ai=“第1種工藝的第i道工序出現(xiàn)合格品”，i=1,2,3； Bi=“第2種工藝的第i道工序出現(xiàn)合格品”，i=1,2.（1）根據(jù)題意，P(A1)=0.7，P(A2)=0.8，P(A3)=0.9，P(B1)=0.7,P(B2)=0.8,第一種工藝加工得到合格品的概率為P(A1A2A3)= P(A1

10、)P(A2)P(A3)=第二種工藝加工得到合格品的概率為P(B1B2)= P(B1)P(B2)=可見第二種工藝加工得到合格品的概率大。（2）根據(jù)題意，第一種工藝加工得到合格品的概率仍為0.504，而P(B1)=P(B2)=0.7,第二種工藝加工得到合格品的概率為P(B1B2)= P(B1)P(B2)=可見第一種工藝加工得到合格品的概率大。 1設(shè)兩兩相互獨(dú)立的三事件A，B和C滿足條件ABC = Æ，且已知，求P(A) 解：因?yàn)锳BC = Æ，所以P(ABC) =0,因?yàn)锳，B，C兩兩相互獨(dú)立，所以由加法公式得 即 考慮到得 2設(shè)事件A，B，C的概率都是，且，證明： 證明：因?yàn)?/p>

11、，所以將代入上式得到整理得 3設(shè)0 < P(A) < 1，0 < P(B) < 1，P(A|B) +，試證A與B獨(dú)立 證明：因?yàn)镻(A|B) +，所以將代入上式得兩邊同乘非零的P(B)1-P(B)并整理得到所以A與B獨(dú)立. 4設(shè)A，B是任意兩事件，其中A的概率不等于0和1，證明是事件A與B獨(dú)立的充分必要條件 證明：充分性，由于，所以即兩邊同乘非零的P(A)1-P(A)并整理得到所以A與B獨(dú)立. 必要性：由于A與B獨(dú)立，即且所以一方面另一方面所以 5一學(xué)生接連參加同一課程的兩次考試第一次及格的概率為p，若第一次及格則第二次及格的概率也為p；若第一次不及格則第二次及格的概率

12、為. (1) 若至少有一次及格則他能取得某種資格，求他取得該資格的概率 (2) 若已知他第二次及格了，求他第第一次及格的概率 解：設(shè)Ai=“第i次及格”，i=1，2.已知由全概率公式得(1) 他取得該資格的概率為(2) 若已知他第二次及格了，他第一次及格的概率為 6每箱產(chǎn)品有10件，其中次品從0到2是等可能的，開箱檢驗(yàn)時，從中任取一件，如果檢驗(yàn)為次品，則認(rèn)為該箱產(chǎn)品為不合格而拒收由于檢驗(yàn)誤差，一件正品被誤判為次品的概率為2%，一件次品被誤判為正品的概率為10%求檢驗(yàn)一箱產(chǎn)品能通過驗(yàn)收的概率 解：設(shè)Ai=“一箱產(chǎn)品有i件次品”，i=0，1，2.設(shè)M=“一件產(chǎn)品為正品”，N=“一件產(chǎn)品被檢驗(yàn)為正品

13、”.已知由全概率公式又由全概率公式得一箱產(chǎn)品能通過驗(yàn)收的概率為 7用一種檢驗(yàn)法檢驗(yàn)產(chǎn)品中是否含有某種雜質(zhì)的效果如下若真含有雜質(zhì)檢驗(yàn)結(jié)果為含有的概率為0.8；若真含不有雜質(zhì)檢驗(yàn)結(jié)果為不含有的概率為0.9；據(jù)以往的資料知一產(chǎn)品真含有雜質(zhì)或真不含有雜質(zhì)的概率分別為0.4和0.6今獨(dú)立地對一產(chǎn)品進(jìn)行三次檢驗(yàn)，結(jié)果是兩次檢驗(yàn)認(rèn)為含有雜質(zhì)，而有一次認(rèn)為不含有雜質(zhì)，求此產(chǎn)品真含有雜質(zhì)的概率 解：A=“一產(chǎn)品真含有雜質(zhì)”，Bi=“對一產(chǎn)品進(jìn)行第i次檢驗(yàn)認(rèn)為含有雜質(zhì)”，i=1,2,3. 已知獨(dú)立進(jìn)行的三次檢驗(yàn)中兩次認(rèn)為含有雜質(zhì)，一次認(rèn)為不含有雜質(zhì)，不妨假設(shè)前兩次檢驗(yàn)認(rèn)為含有雜質(zhì)，第三次認(rèn)為檢驗(yàn)不含有雜質(zhì)，即B1

14、，B2發(fā)生了，而B3未發(fā)生.又知所以所求概率為由于三次檢驗(yàn)是獨(dú)立進(jìn)行的，所以 8火炮與坦克對戰(zhàn)，假設(shè)坦克與火炮依次發(fā)射，且由火炮先射擊，并允許火炮與坦克各發(fā)射2發(fā)，已知火炮與坦克每次發(fā)射的命中概率不變，它們分別等于0.3和0.35.我們規(guī)定只要命中就被擊毀試問 (1) 火炮與坦克被擊毀的概率各等于多少？ (2) 都不被擊毀的概率等于多少？ 解：設(shè)Ai=“第i次射擊目標(biāo)被擊毀”，i=1,2,3,4. 已知所以 (1) 火炮被擊毀的概率為 坦克被擊毀的概率為 (2) 都不被擊毀的概率為 9甲、乙、丙三人進(jìn)行比賽，規(guī)定每局兩個人比賽，勝者與第三人比賽，依次循環(huán)，直至有一人連勝兩次為止，此人即為冠軍，

15、而每次比賽雙方取勝的概率都是，現(xiàn)假定甲乙兩人先比，試求各人得冠軍的概率 解：Ai=“甲第i局獲勝”， Bi=“乙第i局獲勝”，Bi=“丙第i局獲勝”，i=1,2,.，已知，由于各局比賽具有獨(dú)立性，所以在甲乙先比賽，且甲先勝第一局時，丙獲勝的概率為同樣，在甲乙先比賽，且乙先勝第一局時，丙獲勝的概率也為丙得冠軍的概率為甲、乙得冠軍的概率均為第二章2一、填空題：1. ，2. ，k = 0，1，n3. 為參數(shù)，k = 0，1，4. 5. 6. 7. 8. 9. X-112pi0.40.40.2 分析：由題意，該隨機(jī)變量為離散型隨機(jī)變量，根據(jù)離散型隨機(jī)變量的分布函數(shù)求法，可觀察出隨機(jī)變量的取值及概率。1

16、0. 分析：每次觀察下基本結(jié)果“X1/2”出現(xiàn)的概率為，而本題對隨機(jī)變量X取值的觀察可看作是3重伯努利實(shí)驗(yàn)，所以11. ,同理，P| X | £ 3.5 =0.8822.12. .13. ，利用全概率公式來求解：二、單項(xiàng)選擇題：1. B，由概率密度是偶函數(shù)即關(guān)于縱軸對稱，容易推導(dǎo)F(-a)=2. B，只有B的結(jié)果滿足3. C，根據(jù)分布函數(shù)和概率密度的性質(zhì)容易驗(yàn)證4. D，可以看出不超過2，所以，可以看出，分布函數(shù)只有一個間斷點(diǎn).5. C, 事件的概率可看作為事件A（前三次獨(dú)立重復(fù)射擊命中一次）與事件B（第四次命中）同時發(fā)生的概率，即 .三、解答題（A）1(1)X123456pi分析：

17、這里的概率均為古典概型下的概率，所有可能性結(jié)果共36種，如果X=1，則表明兩次中至少有一點(diǎn)數(shù)為1，其余一個1至6點(diǎn)均可，共有（這里指任選某次點(diǎn)數(shù)為1，6為另一次有6種結(jié)果均可取，減1即減去兩次均為1的情形，因?yàn)槎嗨懔艘淮危┗蚍N，故,其他結(jié)果類似可得.(2) 2X-199pi注意，這里X指的是贏錢數(shù)，X取0-1或100-1，顯然.3，所以.4(1) ，(2) 、 、 ；5(1) ，(2) ，(3) .6(1) . (2) .7解：設(shè)射擊的次數(shù)為X，由題意知，其中8=400×0.02.8解：設(shè)X為事件A在5次獨(dú)立重復(fù)實(shí)驗(yàn)中出現(xiàn)的次數(shù)，則指示燈發(fā)出信號的概率 ；9. 解：因?yàn)閄服從參數(shù)為5

18、的指數(shù)分布，則，則10. (1)、由歸一性知：，所以.(2)、.11. 解 （1）由F(x)在x=1的連續(xù)性可得，即A=1.（2）.（3）X的概率密度.12. 解 因?yàn)閄服從（0，5）上的均勻分布，所以 若方程有實(shí)根，則，即 ，所以有實(shí)根的概率為 13. 解: (1) 因?yàn)?所以 (2) ，則，經(jīng)查表得，即，得；由概率密度關(guān)于x=3對稱也容易看出。(3) ，則，即，經(jīng)查表知，故，即；14. 解： 所以 ，；由對稱性更容易解出；15. 解 則 上面結(jié)果與無關(guān)，即無論怎樣改變，都不會改變；16. 解：由X的分布律知px-2-10134101921013所以 Y的分布律是Y0149pY0123pZ的

19、分布律為 17. 解 因?yàn)榉恼龖B(tài)分布，所以，則，當(dāng)時，則當(dāng)時，所以Y的概率密度為；18. 解，所以19. 解：，則當(dāng)時，當(dāng)時，20. 解: (1) 因?yàn)樗?2) ，因?yàn)椋?所以（3） 當(dāng)時， 當(dāng)時， 所以 ，因?yàn)?，所以四?yīng)用題1解：設(shè)X為同時打電話的用戶數(shù)，由題意知設(shè)至少要有k條電話線路才能使用戶再用電話時能接通的概率為0.99，則，其中查表得k=5.2解：該問題可以看作為10重伯努利試驗(yàn)，每次試驗(yàn)下經(jīng)過5個小時后組件不能正常工作這一基本結(jié)果的概率為1-，記X為10塊組件中不能正常工作的個數(shù)，則， 5小時后系統(tǒng)不能正常工作，即，其概率為3解：因?yàn)椋?設(shè)Y表示三次測量中誤差絕對值不超過3

20、0米的次數(shù)，則，(1) .(2) .4解： 當(dāng)時，是不可能事件，知， 當(dāng)時，Y和X同分布,服從參數(shù)為5的指數(shù)分布，知， 當(dāng)時，為必然事件,知，因此，Y的分布函數(shù)為 ；5解：(1) 挑選成功的概率；(2) 設(shè)10隨機(jī)挑選成功的次數(shù)為X，則該，設(shè)10隨機(jī)挑選成功三次的概率為：，以上概率為隨機(jī)挑選下的概率，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于該人成功的概率3/10=0.3，因此，可以斷定他確有區(qū)分能力。（B）1. 解：由概率密度可得分布函數(shù)，即，易知；2. 解： X服從的均勻分布，又則，-11P所以Y的分布律為3. 解：，；4. 證明：因是偶函數(shù)，故，所以.5. 解：隨機(jī)變量X的分布函數(shù)為 ，顯然， ，當(dāng)時，是不可能事件，知，

21、當(dāng)時，當(dāng)時，是必然事件，知，即 。6. （1）當(dāng)時，即時，當(dāng)時，即y>1時，所以；（2）， 當(dāng)時，為不可能事件，則， 當(dāng)時，則， 當(dāng)時，則，根據(jù)得 ；（3），當(dāng)時，當(dāng)時，所以 ；7. (1) 證明：由題意知。，當(dāng)時，即，當(dāng)時，當(dāng)時，故有，可以看出服從區(qū)間（0，1）均勻分布；（2） 當(dāng)時， 當(dāng)時， 當(dāng)時， 由以上結(jié)果，易知，可以看出服從區(qū)間（0，1）均勻分布。第三章1解：(X,Y)取到的所有可能值為(1,1),(1,2),(2,1)由乘法公式：PX=1,Y=1=PX=1PY=1|X=1|=2/3´1/2=/3同理可求得PX=1,Y=1=1/3; PX=2,Y=1=1/3(X,Y)

22、的分布律用表格表示如下：YX1211/31/321/302 解：X，Y所有可能取到的值是0, 1, 2(1) PX=i, Y=j=PX=iPY=j|X=i|= , i,j=0,1,2, i+j£2或者用表格表示如下： YX01203/286/281/2819/286/28023/2800 (2)P(X,Y)ÎA=PX+Y£1=PX=0, Y=0+PX=1,Y=0+PX=0,Y=0=9/143 解：P(A)=1/4, 由P(B|A)=得P(AB)=1/8由P(A|B)=得P(B)=1/4(X,Y)取到的所有可能數(shù)對為(0,0),(1,0),(0,1),(1,1),則

23、PX=0,Y=0=)=P( (A)-P(B)+P(AB)=5/8PX=0,Y=1=P(B)=P(B-A)=P(B)-P(AB)=1/8PX=1,Y=0=P(A)=P(A-B)=P(A)-P(AB)=1/8PX=1,Y=1=P(AB)=1/84.解：(1)由歸一性知：1=, 故A=4(2)PX=Y=0(3)PX<Y= (4)F(x,y)=即F(x,y)=5.解：PX+Y³1=6 解：X的所有可能取值為0,1,2,Y的所有可能取值為0,1,2, 3.PX=0,Y=0=0.53=0.125; 、PX=0,Y=1=0.53=0.125PX=1,Y=1=, PX=1,Y=2=PX=2,Y

24、=2=0.53=0.125, PX=2,Y=3=0.53=0.125X,Y 的分布律可用表格表示如下： YX0123Pi.00.1250.125000.25100.250.2500.52000.1250.1250.25P.j0.1250.3750.3750.12517. 解：8. 解：(1)所以 c=21/4(2) 9 解：(X,Y)在區(qū)域D上服從均勻分布，故f(x,y)的概率密度為10 解： 當(dāng)0<x£1時，即，11解：當(dāng)y£0時， 當(dāng)y>0時，所以，12 解：由得13解：Z=max(X,Y),W=min(X,Y)的所有可能取值如下表pi0.050.150.2

25、0.070.110.220.040.070.09(X,Y)(0,-1)(0,0)(0,1)(1,-1)(1,0)(1,1)(2,-1)(2,0)(2,1)max(X,Y)001111222Min(X,Y)-100-101-101Z=max(X,Y),W=min(X,Y)的分布律為Z012Pk0.20.60.2 W -101Pj 0.160.530.3114 解： 由獨(dú)立性得X，Y的聯(lián)合概率密度為則PZ=1=PX£Y=PZ=0=1-PZ=1=0.5故Z的分布律為Z01Pk0.50.515 解：同理，顯然，所以X與Y不相互獨(dú)立.16 解：(1) 利用卷積公式：求fZ(z)=(2) 利用卷

26、積公式：17 解：由定理3.1（p75）知，X+YN(1,2)故18解：(1) (x>0)同理， y>0顯然，所以X與Y不相互獨(dú)立(2).利用公式19解：并聯(lián)時，系統(tǒng)L的使用壽命Z=maxX,Y因XE(a),YE(b),故 串聯(lián)時，系統(tǒng)L的使用壽命Z=minX,Y (B)組1 解：PX=0=a+0.4, PX+Y=1=PX=1,Y=0+PX=0,Y=1=a+bPX=0,X+Y=1=PX=0,Y=1=a由于X=0|與X+Y=1相互獨(dú)立, 所以PX=0, X+Y=1=PX=0 PX+Y=1即 a=(a+0.4)(a+b) (1)再由歸一性知： 0.4+a+b+0.1=1 (2)解(1)

27、,(2)得 a=0.4, b=0.12 解: (1) (2) 利用公式計(jì)算3.解：(1) FY(y)=PY£y=PX2£y當(dāng)y<0時，fY(y)=0當(dāng)y³0時，從而，(2) F(-1/2,4)=PX£-1/2,Y£4= PX£-1/2,X2£4=P-2£X£-1/2=4.解：PXY¹0=1-PXY=0=0即 PX=-1,Y=1+PX=1,Y=1=0由概率的非負(fù)性知，PX=-1,Y=1=0，PX=1,Y=1=0由邊緣分布律的定義，PX=-1= PX=-1,Y=0+ PX=-1,Y=1=1/4

28、得PX=-1,Y=0=1/4再由PX=1= PX=1,Y=0+ PX=1,Y=1=1/4得PX=1,Y=0=1/4再由PY=1=PX=-1,Y=1+ PX=0,Y=1+ PX=1,Y=1= PX=0,Y=1知PX=0,Y=1=1/2最后由歸一性得：PX=0,Y=0=0(X,Y)的分布律用表格表示如下： YX01PX=i-11/401/4001/21/211/401/4PY=j1/21/21(2) 顯然，X和Y不相互獨(dú)立，因?yàn)镻X=-1,Y=0¹ PX=-1PY=05 解：X與Y相互獨(dú)立，利用卷積公式計(jì)算 6.解：(X,Y)(G)設(shè)F(x)和f(s)分別表示S=XY的分布函數(shù)和密度函數(shù)

29、F(s)=PXY<ss<0時，F(xiàn)s(s)=0s³0時，所以，于是，S=Y概率密度為7.解：由全概率公式：FU(u)=PU£u=X+Y£u=PX=1PX+Y£u|X=1+ PX=2PX+Y£u|X=2= PX=1P1+Y£u+ PX=2P2+Y£u=0.3´FY(u-1)+0.7´FY(u-2)所以，fU(u) =0.3´fY(u-1)+0.7´fY(u-2)8. 解：(1) (2) 如圖所示，當(dāng)z<0時，F(xiàn)Z(z)=0; 當(dāng)z³2時，F(xiàn)Z(z)=1 當(dāng)0&#

30、163;z<2時:綜上所述，所以Z的概率密度為：9.解：(1) (2) (3) 10.解：(1)PZ£1/2|X=0=PX+Y£1/2|X=0=PY£1/2=1/2(2) 由全概率公式：FZ(z)=PZ£z=PX+Y£z=PX=1PX+Y£z|X=1+PX=0PX+Y£z|X=0=PX=-1PX+Y£z|X=-1= PX=1P1+Y£z+PX=0PY£z=PX=-1P-1+Y£z=1/3´FY(z-1)+ FY(z)+ FY(z+1)從而，fZ(z) =1/3´

31、;fY(z-1)+ fY(z)+ fY(z+1)=11.解：如圖，當(dāng)z<0時，F(xiàn)Z(z)=0; 當(dāng)z³1時，F(xiàn)Z(z)=1 當(dāng)0£z<1時:綜上得：12Z的概率密度為12 解：當(dāng)z<0時，F(xiàn)Z(z)=0;當(dāng)z³0時，所以，Z的概率密度為 第四章4三、解答題1. 設(shè)隨機(jī)變量的分布律為X 202pi0.40.30.3求，解：E (X ) = = +0+2= -0.2E (X 2 ) = = 4+ 0+ 4= 2.8E (3 X +5) =3 E (X ) +5 =3+5 = 4.42. 同時擲八顆骰子，求八顆骰子所擲出的點(diǎn)數(shù)和的數(shù)學(xué)期望解：記擲1顆骰

32、子所擲出的點(diǎn)數(shù)為Xi，則Xi 的分布律為記擲8顆骰子所擲出的點(diǎn)數(shù)為X ，同時擲8顆骰子，相當(dāng)于作了8次獨(dú)立重復(fù)的試驗(yàn)，E (Xi ) =1/6×(1+2+3+4+5+6)=21/6E (X ) =8×21/3=283. 某圖書館的讀者借閱甲種圖書的概率為p1，借閱乙種圖書的概率為p2，設(shè)每人借閱甲乙圖書的行為相互獨(dú)立，讀者之間的行為也是相互獨(dú)立的 (1) 某天恰有n個讀者，求借閱甲種圖書的人數(shù)的數(shù)學(xué)期望(2) 某天恰有n個讀者，求甲乙兩種圖書至少借閱一種的人數(shù)的數(shù)學(xué)期望解：(1) 設(shè)借閱甲種圖書的人數(shù)為X ，則XB(n, p1),所以E (X )= n p1(2) 設(shè)甲乙兩

33、種圖書至少借閱一種的人數(shù)為Y , 則Y B(n, p),記A =借甲種圖書， B =借乙種圖書，則p =A B= p1+ p2 - p1 p2所以E (Y )= n (p1+ p2 - p1 p2 )4. 將n個考生的的錄取通知書分別裝入n個信封，在每個信封上任意寫上一個考生的姓名、地址發(fā)出，用X表示n個考生中收到自己通知書的人數(shù)，求E(X)解：依題意，XB(n，1/n)，所以E (X ) =1.5. 設(shè)，且，求E(X)解：由題意知XP（），則X的分布律P =，k = 1,2,.又P=P, 所以 解得 ，所以E(X) = 6.6. 設(shè)隨機(jī)變量X的分布律為問X的數(shù)學(xué)期望是否存在？解：因?yàn)榧墧?shù)，

34、而發(fā)散，所以X的數(shù)學(xué)期望不存在.7. 某城市一天的用電量X（十萬度計(jì)）是一個隨機(jī)變量，其概率密度為求一天的平均耗電量 解：E(X) =6. 8. 設(shè)某種家電的壽命X（以年計(jì)）是一個隨機(jī)變量，其分布函數(shù)為求這種家電的平均壽命E(X)解：由題意知，隨機(jī)變量X的概率密度為 當(dāng)>5時， ，當(dāng)£5時，0.E(X) =所以這種家電的平均壽命E(X)=10年.9. 在制作某種食品時，面粉所占的比例X的概率密度為求X的數(shù)學(xué)期望E(X)解：E(X) =1/4 10. 設(shè)隨機(jī)變量X的概率密度如下，求E(X)解：.11. 設(shè)，求數(shù)學(xué)期望解：X的分布律為， k = 0，1，2，3，4，X取值為0，1，

35、2，3，4時，相應(yīng)的取值為0，1，0，-1，0，所以 12. 設(shè)風(fēng)速V在(0，a)上服從均勻分布，飛機(jī)機(jī)翼受到的正壓力W是V的函數(shù)：，（k > 0，常數(shù)），求W的數(shù)學(xué)期望解：V的分布律為，所以 13. 設(shè)隨機(jī)變量(X, Y )的分布律為 Y X01203/289/283/2813/143/14021/2800求E(X)，E(Y )，E(X Y )解：E(X)=0×(3/28+9/28+3/28）+1×(3/14+3/14+0)+ 2×(1/28+0+0)= 7/14=1/2 E(Y)=0×（3/28+3/14+1/28）+1×(9/28+

36、3/14+0)+ 2×(3/28+0+0)=21/28=3/4 E(X-Y) = E(X)- E(Y)=1/2-3/4= -1/4.14. 設(shè)隨機(jī)變量(X，Y)具有概率密度，求E(X)，E(Y)，E(XY)解：E(X)= 15. 某工廠完成某批產(chǎn)品生產(chǎn)的天數(shù)X是一個隨機(jī)變量，具有分布律X10 11 12 13 14pi0.2 0.3 0.3 0.1 0.1所得利潤（以元計(jì)）為,求E(Y)，D(Y)解： E(Y) = E1000(12-X)=1000×(12-10)×0.2+(12-11)×0.3+(12-12)×0.3+(12-13)×

37、;0.1+(12-14)×0.1 = 400E(Y2) = E10002(12-X)2=10002(12-10)2×0.2+（12-11）2×0.3+（12-12）2×0.3+（12-13）2×0.1+（12-14）2×0.1=1.6×106D(Y)=E(Y2)-E(Y)2=1.6×106- 4002=1.44×106 16. 設(shè)隨機(jī)變量X服從幾何分布 ，其分布律為其中0 < p < 1是常數(shù)，求E(X)，D(X)解：令q=1- p ,則 D(X) = E(X2)- E(X) =2q/p2+1

38、/p-1/p2 = (1-p)/p217. 設(shè)隨機(jī)變量X的概率密度為，試求E(X)，D(X)解：E(X)= D(X)= E(X2)= 18. 設(shè)隨機(jī)變量(X，Y)具有D(X) = 9，D(Y) = 4，求，解：因?yàn)椋?-1/6×3×2=-1,19. 在題13中求Cov(X，Y)，rXY解：E(X) =1/2, E(Y) =3/4, E(XY)=0×(3/28+9/28+3/28+3/14+1/28）+1×3/14+2×0+4×0=3/14, E(X2)= 02×（3/28+9/28+3/28）+12×(3/14

39、+3/14+0)+ 22×(1/28+0+0)=4/7, E(Y2)= 02×（3/28+3/14+1/28）+12×(9/28+3/14+0)+ 22×(3/28+0+0)=27/28, D(X)= E(X2) -E(X)2 = 4/7-(1/2)2= 9/28, D(Y)= E(Y2)- E(Y)2=27/28-(3/4)2= 45/112, Cov(X，Y)= E(XY)- E(X) E(Y) =3/14- (1/2) ×(3/4)= -9/56, rXY = Cov(X，Y) /()=-9/56 ¸ ()= -/520. 在題

40、14中求Cov(X，Y)，rXY，D(X + Y)解：,21. 設(shè)二維隨機(jī)變量(X, Y )的概率密度為試驗(yàn)證X和Y是不相關(guān)的，但X和Y不是相互獨(dú)立的解：，所以Cov(X，Y)=0，rXY =0，即X和Y是不相關(guān).當(dāng)x2 + y21時，f ( x,y)fX ( x) f Y(y),所以X和Y不是相互獨(dú)立的22. 設(shè)隨機(jī)變量(X, Y )的概率密度為驗(yàn)證X和Y是不相關(guān)的，但X和Y不是相互獨(dú)立的解：由于f ( x,y)的非零區(qū)域?yàn)镈: 0 < x < 1, | y |< 2x ,所以Cov(X，Y)=0，從而，因此X與Y不相關(guān) . 所以，當(dāng)0<x<1, -2<y

41、<2時，所以X和Y不是相互獨(dú)立的 .四、應(yīng)用題.1. 某公司計(jì)劃開發(fā)一種新產(chǎn)品市場，并試圖確定該產(chǎn)品的產(chǎn)量，他們估計(jì)出售一件產(chǎn)品可獲利m元，而積壓一件產(chǎn)品導(dǎo)致n元的損失，再者，他們預(yù)測銷售量Y（件）服從參數(shù)的指數(shù)分布，問若要獲利的數(shù)學(xué)期望最大，應(yīng)該生產(chǎn)多少件產(chǎn)品？（設(shè)m,n,均為已知）.解：設(shè)生產(chǎn)x件產(chǎn)品時，獲利Q為銷售量Y的函數(shù) y 0< y<x x 2. 設(shè)賣報(bào)人每日的潛在賣報(bào)數(shù)為X服從參數(shù)為的泊松分布，如果每日賣出一份報(bào)可獲報(bào)酬m元，賣不掉而退回則每日賠償n元，若每日賣報(bào)人買進(jìn)r份報(bào)，求其期望所得及最佳賣報(bào)數(shù)。解： 設(shè)真正賣報(bào)數(shù)為Y ,則，Y的分布為設(shè)賣報(bào)所得為Z ,則

42、Z 與Y 的關(guān)系為當(dāng)給定m,n,之后，求r，使得E(g(Y)達(dá)到最大.(B)組題1. 已知甲、乙兩箱中裝有同種產(chǎn)品，其中甲箱中裝有3件合格品和3件次品，乙箱中僅裝有3件合格品，從甲箱中任取3件產(chǎn)品放入乙箱后，求： (1) 乙箱中次品件數(shù)X的數(shù)學(xué)期望； (2) 從乙箱中任取一件產(chǎn)品是次品的概率解：(1) X的可能取值為0，1，2，3，X的概率分布律為 ， k=0,1,2,3.即 X 0 1 2 3 pi 因此 (2) 設(shè)A表示事件“從乙箱中任取一件產(chǎn)品是次品”，由于，構(gòu)成完備事件組，因此根據(jù)全概率公式，有 = =2. 隨機(jī)變量X的概率密度為，對X獨(dú)立重復(fù)觀察4次，用Y表示觀察值大于的次數(shù)，求Y

43、2的數(shù)學(xué)期望解：依題意，YB(4, p),p=PX >=所以E(Y)= 4p =2，D(Y)= 4p(1-p)=1， E(Y2) = D(Y)+E(Y)2=1+4=53. 設(shè)隨機(jī)變量U在區(qū)間(-2，2)上服從均勻分布，隨機(jī)變量試求：(1)和的聯(lián)合分布律；(2) 解：(1) PX =-1, Y =-1= PU -1且U 1= PU -1=，PX =-1, Y =1= PU -1且U >1= 0，PX =1, Y =-1= P-1<U 1=，PX =1, Y =1= PU > -1且U >1= PU > 1=，所以和的聯(lián)合分布律為 X Y-11-11/41/21

44、01/4(2) 和的邊緣分布律分別為X 11pi1/43/4Y 11pi3/41/4所以E(X)= -1/4+3/4=1/2，E(Y)= -3/4+1/4=-1/2，E(XY)= 1/4-1/2+1/4=0，E(X2)= 1/4+3/4=1，E(Y2)=1，D(X)=1-1/4=3/4，D(Y)=1-1/4=3/4，Cov(X，Y)=1/4，D(X+Y)= D(X)+ D(Y)+2 Cov(X，Y)=3/4+3/4+2/4=24. 設(shè)隨機(jī)變量X的期望E(X)與方差存在，且有，證明證明：首先證明E（Y）存在(1) 若隨機(jī)變量X為離散型隨機(jī)變量，分布律為：則由E(X)存在知，絕對收斂，且記,則絕對

45、收斂，所以E（Y）存在，,(2) 若X為連續(xù)型隨機(jī)變量，其概率密度為f(x),則：5. 設(shè)離散型隨機(jī)變量X的分布律為，且E(X)，E(X 2)，D(X)都存在，試證明：函數(shù)在時取得最小值，且最小值為D(X)證明：令，則，所以，又，所以時，取得最小值，此時 6. 隨機(jī)變量X與Y獨(dú)立同分布，且X的分布律為X12pi2/31/3記， (1) 求(U，V)的分布律；(2) 求U與V的協(xié)方差Cov(U，V).解：(1) (X ,Y)的分布律 Y X1214/92/922/91/9(X ,Y)（1，1）（1，2）（2，1）（2，2）pij4/92/92/91/9U1222V1112 V U1214/902

46、4/91/9(2) E(U)= 4/9+2×5/9=14/9，E(V)= (4/9+2/9+2/9)+ 2×1/9=10/9，E(UV)= 4/9+2×4/9+4×1/9=16/9,Cov(U，V)=16/9-140/81=4/81 7. 隨機(jī)變量X的概率密度為令為二維隨機(jī)變量（X，Y）的分布函數(shù)，求Cov(X，Y)解： 8. 對于任意二事件A和B，0 < P(A) < 1，0 < P(B) < 1，稱作事件A和B的相關(guān)系數(shù) (1) 證明事件A和B獨(dú)立的充分必要條件是其相關(guān)系數(shù)等于零 (2) 利用隨機(jī)變量相關(guān)系數(shù)的基本性質(zhì)，證明證

47、明: (1) ,即(2) 考慮隨機(jī)變量X和Y X服從0-1分布:X01pi1-P(A)P(A)Y服從0-1分布:X01pi1-P(B)P(B)可見, 隨機(jī)變量和的相關(guān)系數(shù)由兩隨機(jī)變量的相關(guān)系數(shù)的基本性質(zhì)有第五章5三、解答題1. 設(shè)隨機(jī)變量X1，X2，Xn獨(dú)立同分布，且XP(l)，試?yán)闷醣戎x夫不等式估計(jì)的下界。解：因?yàn)閄P(l)，由契比謝夫不等式可得2. 設(shè)E(X) = 1，E(Y) = 1，D(X) = 1，D(Y) = 9，r XY = 0.5，試根據(jù)契比謝夫不等式估計(jì)P|X + Y | ³ 3的上界。解：由題知 =0Cov= -1.5所以3. 據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)，某種電器元件的壽命服從均值為100小時的指數(shù)分布現(xiàn)隨機(jī)地取16只，設(shè)它們的壽命是相互獨(dú)立的求這16只元件的壽命的總和大于1920小時的概率解：設(shè)i個元件壽命為Xi小時，i = 1 ,2 , . , 16 ，則X1 ，X2 ，. ，X16獨(dú)立同分布，且 E(Xi ) =100，D(Xi ) =10000，i = 1 ,2 , . , 16 ，由獨(dú)立同分布的中心極限定理可知：近似服從N ( 1600 , 1.610000)，所以=1- 0.7881= 0.21194. 某商店負(fù)責(zé)供應(yīng)某地區(qū)1000人商品，某種商品在一段時間內(nèi)每人需要用一件的概率為0.6，假定在這一時間段各人購買與否彼此無關(guān)，問商店應(yīng)預(yù)備多少件這種商品