《概率论与数理统计(茆诗松)第二版课后第五章习题参考答案.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《概率论与数理统计(茆诗松)第二版课后第五章习题参考答案.pdf（44页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、 1第五章第五章 统计量及其分布统计量及其分布 习题习题 5.1 1 某地电视台想了解某电视栏目（如：每日九点至九点半的体育节目）在该地区的收视率情况，于是委托一家市场咨询公司进行一次电话访查（1）该项研究的总体是什么？（2）该项研究的样本是什么？解：（1）总体是该地区的全体用户；（2）样本是被访查的电话用户 2 某市要调查成年男子的吸烟率，特聘请 50 名统计专业本科生作街头随机调查，要求每位学生调查 100名成年男子，问该项调查的总体和样本分别是什么，总体用什么分布描述为宜？解：总体是任意 100 名成年男子中的吸烟人数；样本是这 50 名学生中每一个人调查所得到的吸烟人数；总体用二项分布
2、描述比较合适 3 设某厂大量生产某种产品，其不合格品率 p 未知，每 m 件产品包装为一盒为了检查产品的质量，任意抽取 n 盒，查其中的不合格品数，试说明什么是总体，什么是样本，并指出样本的分布 解：总体是全体盒装产品中每一盒的不合格品数；样本是被抽取的 n 盒产品中每一盒的不合格品数；总体的分布为 X b(m,p)，xmxqpxmxXP=，x=0,1,n，样本的分布为nnxmxnxmxxmxnnqpxmqpxmqpxmxXxXxXP=LL2211212211,=nitnitxmnxniiqpxm111 4 为估计鱼塘里有多少鱼，一位统计学家设计了一个方案如下：从鱼塘中打捞出一网鱼，计有 n
3、条，涂上不会被水冲刷掉的红漆后放回，一天后再从鱼塘里打捞一网，发现共有 m 条鱼，而涂有红漆的鱼则有 k 条，你能估计出鱼塘里大概有多少鱼吗？该问题的总体和样本又分别是什么呢？解：设鱼塘里有 N 条鱼，有涂有红漆的鱼所占比例为Nn，而一天后打捞出的一网鱼中涂有红漆的鱼所占比例为mk，估计mkNn，故估计出鱼塘里大概有kmnN 条鱼；总体是鱼塘里的所有鱼；样本是一天后再从鱼塘里打捞出的一网鱼 5 某厂生产的电容器的使用寿命服从指数分布，为了了解其平均寿命，从中抽出 n 件产品测其使用寿命，试说明什么是总体，什么是样本，并指出样本的分布 解：总体是该厂生产的全体电容器的寿命；样本是被抽取的 n 件
4、电容器的寿命；总体的分布为 X e()，p(x)=e x，x 0，样本的分布为11212(,)eeeeninixxxxnnp xxx=LL，xi 0 6 美国某高校根据毕业生返校情况纪录，宣布该校毕业生的年平均工资为 5 万美元，你对此有何评论？解：返校的毕业生只是毕业生中一部分特殊群体，样本的抽取不具有随机性，不能反应全体毕业生的情况 2习题习题 5.2 1 以下是某工厂通过抽样调查得到的 10 名工人一周内生产的产品数 149 156 160 138 149 153 153 169 156 156 试由这批数据构造经验分布函数并作图 解：经验分布函数 0,138,0.1,138149,0.
5、3,149153,()0.5,153156,0.8,156160,0.9,160169,1,169.nxxxF xxxxx=作图略 2 下表是经过整理后得到的分组样本 组序 1 2 3 4 5 分组区间(38,48(48,58(58,68(68,78(78,88 频数 3 4 8 3 2 试写出此分布样本的经验分布函数 解：经验分布函数 0,37.5,0.15,37.547.5,0.35,47.557.5,()0.75,57.567.5,0.9,67.577.5,1,77.5.nxxxF xxxx=3 假若某地区 30 名 2000 年某专业毕业生实习期满后的月薪数据如下：909 1086 1
6、120 999 1320 1091 1071 1081 1130 1336 967 1572 825 914 992 1232 950 775 1203 1025 1096 808 1224 1044 871 1164 971 950 866 738（1）构造该批数据的频率分布表（分 6 组）；（2）画出直方图 解：（1）最大观测值为 1572，最小观测值为 738，则组距为15727381406d=，区间端点可取为 735，875，1015，1155，1295，1435，1575，频率分布表为 组序 分组区间 组中值 频数 频率 累计频率 1(735,875 805 6 0.2 0.2 2(
7、875,1015 945 8 0.2667 0.4667 3(1015,1155 1085 9 0.3 0.7667 4(1155,1295 1225 4 0.1333 0.9 35(1295,1435 1365 2 0.06667 0.9667 6(1435,1575 1505 1 0.03333 1 合计 30 1 （2）作图略 4 某公司对其 250 名职工上班所需时间（单位：分钟）进行了调查，下面是其不完整的频率分布表：所需时间 频率 010 0.10 1020 0.24 2030 3040 0.18 4050 0.14（1）试将频率分布表补充完整（2）该公司上班所需时间在半小时以内有
8、多少人？解：（1）频率分布表为 组序 分组区间 组中值 频数 频率 累计频率 1(0,10 5 25 0.1 0.1 2(10,20 15 60 0.24 0.34 3(20,30 25 85 0.34 0.68 4(30,40 35 45 0.18 0.86 5(40,50 45 35 0.14 1 合计 250 1 （2）上班所需时间在半小时以内有 25+60+85=170 人 5 40 种刊物的月发行量（单位：百册）如下：5954 5022 14667 6582 6870 1840 2662 4508 1208 3852 618 3008 1268 1978 7963 2048 3077
9、 993 353 14263 1714 11127 6926 2047 714 5923 6006 14267 1697 13876 4001 2280 1223 12579 13588 7315 4538 13304 1615 8612（1）建立该批数据的频数分布表，取组距为 1700（百册）；（2）画出直方图 解：（1）最大观测值为 353，最小观测值为 14667，则组距为 d=1700，区间端点可取为 0，1700，3400，5100，6800，8500，10200，11900，13600，15300，频率分布表为 组序 分组区间 组中值 频数 频率 累计频率 1(0,1700 850
10、 9 0.225 0.225 2(1700,3400 2550 9 0.225 0.45 3(3400,5100 4250 5 0.125 0.575 4(5100,6800 5950 4 0.1 0.675 5(6800,8500 7650 4 0.1 0.775 6(8500,10200 9350 1 0.025 0.8 7(10200,11900 11050 1 0.025 0.825 8(11900,13600 12750 3 0.075 0.9 9(13600,15300 14450 4 0.1 1 合计 30 1 （2）作图略 46 对下列数据构造茎叶图 472 425 447 3
11、77 341 369 412 399 400 382 366 425 399 398 423 384 418 392 372 418 374 385 439 408 429 428 430 413 405 381 403 479 381 443 441 433 399 379 386 387 解：茎叶图为 341 35 369,6 377,2,4,9 382,4,5,1,1,6,7 399,8,2 400,5,3 412,9,8,8,3,9 425,5,3,8,9,8 439,0,3 447,3,1 45 46 472,9 7 根据调查，某集团公司的中层管理人员的年薪（单位：千元）数据如下：4
12、0.6 39.6 37.8 36.2 38.8 38.6 39.6 40.0 34.7 41.7 38.9 37.9 37.0 35.1 36.7 37.1 37.7 39.2 36.9 38.3 试画出茎叶图 解：茎叶图为 34.7 35.1 36.2,7,9 37.0,1,7 38.6 39.6,6,2 40.6,8,0 41.7 42.43.8 44.9,5 45.4 习题习题 5.3 1 在一本书上我们随机的检查了 10 页，发现每页上的错误数为：4 5 6 0 3 1 4 2 1 4 试计算其样本均值、样本方差和样本标准差 5解：样本均值3)41654(101=+=Lx；样本方差77
13、78.3)34()31()36()35()34(91222222+=Ls；样本标准差9437.17778.3=s 2 证明：对任意常数 c,d，有11()()()()()()nniiiiiixcydxxyyn xcyd=+证：=+=niiiniiidyyycxxxdycx11)()()()(=+=niiiiidycxdyxxyycxyyxx1)()()()()()()()()()(111dycxnxxdyyycxyyxxniiniiniii+=)()()(00)(11dycxnyyxxdycxnyyxxniiiniii+=+=3 设 x1,xn和 y1,yn是两组样本观测值，且有如下关系：yi
14、=3 xi 4，i=1,n，试求样本均值x和y间的关系以及样本方差2xs和2ys间的关系 解：4343431)43(111111=xxnnxnxnynyniiniiniinii；212121229)(19)43()43(11)(11xniiniiniiysxxnxxnyyns=4 记=niinxnx11，=niinxxns122)(11，n=1,2,，证明)(1111nnnnxxnxx+=+，21221)(111nnnnxxnsnns+=+证：)(111111111111111111nnnnnnniiniinxxnxxnxnnxnxnnnxnx+=+=+=+=+=+=+；+=+=+=+2111
15、2112121)(1()(1)(1nnnininininxxnxxnxxns+=+=2122112)()1(1)1()()(1nnnnninixxnnxxxxn 2122112)(111)(1)(11)1(1nnnnnninixxnsnnxxnnxxnnn+=+=+=65 从同一总体中抽取两个容量分别为 n,m 的样本，样本均值分别为1x,2x，样本方差分别为21s,22s，将两组样本合并，其均值、方差分别为x,s 2，证明：12nxmxxnm+=+，)1)()(1)1()1(22122212+=mnmnxxnmmnsmsns 证：mnxmxnxxmnxxmnxmjjniimjjnii+=+=
16、+=211211121111；+=mjjniixxxxmns1221212)()(11+=221222211211)()()()(11xxmxxxxnxxmnmjjnii+=221222221121)1()1(11mnxmxnxmsmmnxmxnxnsnmn 2212222122221)()()(111)1()1(mnxxmnxxnmmnmnsmsn+=)1)()(1)1()1(2212221+=mnmnxxnmmnsmsn 6 设有容量为 n 的样本 A，它的样本均值为Ax，样本标准差为 s A，样本极差为 R A，样本中位数为 m A 现对样本中每一个观测值施行如下变换：y=ax+b，如此
17、得到样本 B，试写出样本 B 的均值、标准差、极差和中位数 解：bxabxnanbxanbaxnynyAniiniiniiniiB+=+=+=+=11111)(1)(11；AniAiniAiniBiBsaxxnabxabaxnyyns|)(11|)(11)(11121212=+=；R B=y(n)y(1)=a x(n)+b a x(1)b=a x(n)x(1)=a R A；当 n 为奇数时，bambaxymAnnB+=+=+5.021215.0，当 n 为偶数时，bambxxabaxbaxyymAnnnnnnB+=+=+=+=+5.01221221225.022121，故 mB0.5=a mA
18、0.5+b 7 证明：容量为 2 的样本 x1,x2的方差为2212)(21xxs=证：221212221221222112)(214)(4)()2()2(121xxxxxxxxxxxxs=+=+=8 设 x1,xn是来自 U(1,1)的样本，试求)(XE和)Var(X 7解：因 X i U(1,1)，有0211)(=+=iXE，3112)11()(Var2=+=iX，故0)(1)1()(11=niiniiXEnXnEXE，nnnXnXnXniinii31311)(Var11Var)(Var2121=9 设总体二阶矩存在，X1,Xn是样本，证明XXi与)(jiXXj的相关系数为 (n 1)1
19、证：因 X1,X2,Xn相互独立，有 Cov(X l,X k)=0，（l k），则),(Cov),(Cov),(Cov),(Cov),(CovXXXXXXXXXXXXjijiji+=)(Var),1(Cov)1,(Cov0XXXnXnXjjii+=22221111)(Var)(Var1)(Var1nnnnXXnXnji=+=+=，且)1,(Cov21),(Cov2)(Var)(Var)(Var22iiiiiXnXnXXXXXX+=+=)(Var1212222XXnnnnj=+=，故11111)(Var)(Var),(Cov),(Corr222=nnnnnnXXXXXXXXXXXXjijiji
20、10设 x1,x2,xn为一个样本，=niixxns122)(11是样本方差，试证：22)()1(1sxxnnjiji=证：因=21212211)(11xnxnxxnsniinii，则+=+=ninjjininjjninjininjjijininjjijijixxxxxxxxxxxx1111211211221122221)2(21)(21)(221212111212)1(2221221snnxnxnxnxnxnxxxnxnniiniininjjinjjnii=+=，故22)()1(1sxxnnjiji=11设总体 4 阶中心矩4=EX E(X)4存在，试对样本方差=niiXXnS122)(11
21、，有 2442442442)1(3)1()2(2)1()()Var(+=nnnnnS，8其中 2为总体 X 的方差 证：因=212122)()(11)()(11XnXnXXnSniinii，其中=E(X)，则=21222)()(Var)1(1)Var(XnXnSnii+=)(Var)(,)(Cov2)(Var)1(12212122XnXnXXnniinii+=22122122)Var()(,)Cov(2)Var()1(1XnXXnXnniinii，因 E(Xi )2=2，E(Xi )4=4，则)()()()()Var(441224122412=nXEXEXniniiinii，因 E(Xi )=
22、0，221)Var()(nXXE=，且当 i j 时，Xi 与 Xj 相互独立，则=niiiniiXEXEXXEXX12222122)()()()()(,)Cov(=ninkkinXnXE1222121)(1)(=+=niikkiinXEXEXEn1422421)()()(1)(11)1(144142242=+=nnnnni，且224122421)(1)()()Var(=nXnEXEXEXnii 42221441)()(24)(1nXXXEnjijinii+=42221441)()(6)(1nXEXEXEnjijinii+=nnXXP，有995.02n，5758.22n，10故 n 13.26
23、98，即 n 至少 14 个 14利用切比雪夫不等式求抛均匀硬币多少次才能使正面朝上的频率落在(0.4,0.6)间的概率至少为0.9如何才能更精确的计算这个次数？是多少？解：设=,0,1次反面朝上第次正面朝上第iiXi 有 X i B(1,0.5)，且正面朝上的频率为=niiXnX11，则 E(X i)=0.5，Var(X i)=0.25，且5.0)(=XE，nX25.0)(Var=，由切比雪夫不等式得nnXPXP2511.025.011.0|5.0|6.04.02=，故当9.0251n时，即 n 250 时，9.06.04.0XP；利用中心极限定理更精确地计算，当 n 很大时=niiXnX1
24、1的渐近分布为正态分布)25.0,5.0(nN，则)2.0()2.0()25.05.04.0()25.05.06.0()4.0()6.0(6.04.0nnnnFFXP=9.01)2.0(2=n，即95.0)2.0(n，64.12.0n，故当 n 67.24 时，即 n 68 时，9.06.04.0XP 15从指数总体 Exp(1/)抽取了 40 个样品，试求X的渐近分布 解：因=)()(XEXE，2401)(Var)(Var=nXX，故X的渐近分布为)401,(2N 16设 X1,X25是从均匀分布 U(0,5)抽取的样本，试求样本均值X的渐近分布 解：因25)()(=XEXE，1211225
25、)05()(Var)(Var2=nXX，故X的渐近分布为)121,25(N 17设 X1,X20是从二点分布 b(1,p)抽取的样本，试求样本均值X的渐近分布 解：因pXEXE=)()(，20)1()(Var)(VarppnXX=，故X的渐近分布为)20)1(,(pppN 18设 X1,X8是从正态分布 N(10,9)中抽取的样本，试求样本均值X的标准差 解：因89)(Var)(Var=nXX，故X的标准差为423)(Var=X 19切尾均值也是一个常用的反映样本数据的特征量，其想法是将数据的两端的值舍去，而用剩下的当中的值为计算样本均值，其计算公式是 2)()2()1(nnXXXXnnnn+
26、=+L，其中 0 1/2 是切尾系数，X(1)X(2)X(n)是有序样本现我们在高校采访了 16 名大学生，了解他们平时的学习情况，以下数据是大学生每周用于看电视的时间：15 14 12 9 20 4 17 26 15 18 6 10 16 15 5 8 取=1/16，试计算其切尾均值 11解：因 n=1，且有序样本为 4,5,6,8,9,10,12,14,15,15,15,16,17,18,20,26，故切尾均值8571.12)20865(216116/1=+=Lx 20有一个分组样本如下：区间 组中值 频数(145,155)150 4(155,165)160 8(165,175)170 6
27、(175,185)180 2 试求该分组样本的样本均值、样本标准差、样本偏度和样本峰度 解：163)2180617081604150(201=+=x；2338.92)163180(6)163170(8)163160(4)163150(1912222=+=s；因812)163180(6)163170(8)163160(4)163150(20122222=+=b，1442)163180(6)163170(8)163160(4)163150(20133333=+=b，148172)163180(6)163170(8)163160(4)163150(20144444=+=b，故样本偏度1975.02/
28、3231=bb，样本峰度7417.032242=bb 21检查四批产品，其批次与不合格品率如下：批号 批量 不合格品率 1 100 0.05 2 300 0.06 3 250 0.04 4 150 0.03 试求这四批产品的总不合格品率 解：046875.0)03.015004.025006.030005.0100(8001=+=p 22设总体以等概率取 1,2,3,4,5，现从中抽取一个容量为 4 的样本，试分别求 X(1)和 X(4)的分布 解：因总体分布函数为 x=1 PX 1 x,X 2 x,X 3 x,X 4 x=1 1 F(x)4 12=,5,1,54,625624,43,6256
29、09,32,625544,21,625369,1,0 xxxxxx 且 F(4)(x)=PX(4)x=PX 1 x,X 2 x,X 3 x,X 4 x=F(x)4=,5,1,54,625256,43,62581,32,62516,21,6251,1,0 xxxxxx 故 X(1)和 X(4)的分布为 6251625156256562517562536954321)1(PX；6253696251756256562515625154321)4(PX 23设总体 X 服从几何分布，即 PX=k=pq k 1，k=1,2,，其中 0 p=)1(11)1()1()1(11 24设 X1,X16是来自 N
30、(8,4)的样本，试求下列概率（1）PX(16)10；（2）PX(1)5 解：（1）1616161)16()16()2810(1)10(110110110=FXPXPXPii=1 (1)16=1 0.841316=0.9370；（2）3308.09332.0)5.1()285(1)5(1 5516161616161)1(=FXPXPii 25设总体为韦布尔分布，其密度函数为 13=mmmxmxmxpexp),;(1，x 0,m 0,0 现从中得到样本 X1,Xn，证明 X(1)仍服从韦布尔分布，并指出其参数 解：总体分布函数mmmmxxtxmtxtmmxttmtttpxF=e1ededed)(
31、)(00010，x 0，则 X(1)的密度函数为 111(1)/11()1()()eeee(/)mmmmmxxxxmmmnnnnmmmmmxmnxmxp xnF xp xnn=，故 X(1)服从参数为mnm,的韦布尔分布 26设总体密度函数为 p(x)=6 x(1 x),0 x 1，X1,X9是来自该总体的样本，试求样本中位数的分布 解：总体分布函数320320023)23(d)1(6d)()(xxtttttttpxFxxx=，0 x rkknkrppknpXP0)1()1(，因总体 X 的密度函数与分布函数分别为=.,0;10,1)(其他xxp =.1,1;10,;0,0)(xxxxxF 则
32、 X(r+1)的密度函数为=11)1(0)1()!1(!)1(prnrrrkknkdxxxrnrnpXPppkn 28设总体 X 的分布函数 F(x)是连续的，X(1),X(n)为取自此总体的次序统计量，设i=F(X(i)，试证：（1）1 2 n，且i是来自均匀分布 U(0,1)总体的次序统计量；14（2）1)(+=niEi，)2()1()1()Var(2+=nninii，1 i n；（3）i和j的协方差矩阵为+2)1(2)1(2)1(2)1(22212111naanaanaanaa 其中11+=nia，12+=nja 注：第（3）问应要求 i j 解：（1）首先证明 Y=F(X)的分布是均匀
33、分布 U(0,1)，因分布函数 F(x)连续，对于任意的 y (0,1)，存在 x，使得 F(x)=y，则 FY(y)=PY=F(X)y=PF(X)F(x)=PX x=F(x)=y，即 Y=F(X)的分布函数是=.1,1;10,;0,0)(yyyyyFY 可得 Y=F(X)的分布是均匀分布 U(0,1)，即 F(X1),F(X2),F(Xn)是均匀分布总体 U(0,1)的样本，因分布函数 F(x)单调不减，i=F(X(i)，且 X(1)X(2)X(n)是总体 X 的次序统计量，故1 2 n，且i是来自均匀分布 U(0,1)总体的次序统计量；（2）因均匀分布 U(0,1)的密度函数与分布函数分别
34、为=.,0;10,1)(其他yypY =.1,1;10,;0,0)(yyyyyFY 则i=F(X(i)的密度函数为=.,0,10,)1()!()!1(!)()(1)()!()!1(!)(11其他yyyininypyFyFininypiniYinYiYi 即i服从贝塔分布 Be(i,n i+1)，即 Be(a,b)，其中 a=i，b=n i+1，故1)(+=+=nibaaEi，)2()1()1()1()()Var(22+=+=nninibabaabi，1 i n；（3）当 i j 时，(i,j)的联合密度函数为 zyYYjnYijYYiYijzpypzFyFzFyFjnijinzyp=I)()(
35、)(1)()()()!()!1()!1(!),(11 1011I)1()()!()!1()!1(!=zyjnijizyzyjnijin，则+=1001)1()()!()!1()!1(!),()(zjnijiijjidyzzyzydzjnijindydzzypyzE，令 y=zu，有 dy=zdu，且当 y=0 时，u=0；当 y=z 时，u=1，则=10101)()()1()1()(zduzuzzuzzdyzzyzyijijnzjniji jnjjnjijijjnzzjijiijiBzzduuuzzz+=+=)1(!)!1(!),1()1()1()1(11101，15即+=101)1(!)!1
36、(!)!()!1()!1(!)(dzzzjijijnijinEjnjji)1,2(!)!1(!)!()!1()!1(!+=jnjBjijijnijin)2)(1()1()!2()!()!1(!)!1(!)!()!1()!1(!+=+=nnjinjnjjijijnijin，可得)2()1()1(11)2)(1()1()()()(),Cov(2+=+=nnjninjninnjiEEEjijiji，因11+=nia，12+=nja，则2)1()2()1()1(),Cov(212+=+=naannjniji，且2)1()2()1()1()Var(112+=+=naanninii，2)1()2()1()
37、1()Var(222+=+=naannjnjj，故i和j的协方差矩阵为+=2)1(2)1(2)1(2)1()Var(),Cov(),Cov()Var(22212111naanaanaanaajjijii 29设总体 X 服从 N(0,1)，从此总体获得一组样本观测值 x1=0,x2=0.2,x3=0.25,x4=0.3,x5=0.1,x6=2,x7=0.15,x8=1,x9=0.7,x10=1（1）计算 x=0.15（即 x(6)）处的 EF(X(6)，VarF(X(6)；（2）计算 F(X(6)在 x=0.15 的分布函数值 解：（1）根据第 28 题的结论知1)()(+=niXFEi，)2
38、()1()1()(Var2)(+=nniniXFi，且 n=10，故116)()6(=XFE，2425121156)(Var2)6(=XF；（2）因 F(X(i)服从贝塔分布 Be(i,n i+1)，即这里的 F(X(6)服从贝塔分布 Be(6,5)，则 F(X(6)在 x=0.15 的分布函数值为=15.00456)1(!4!5!10)15.0(dxxxF，故根据第 27 题的结论知 0014.085.015.0101)1(!4!5!10)15.0(501015.00456=kkkkdxxxF 30在下列密度函数下分别寻求容量为 n 的样本中位数 m0.5的渐近分布（1）p(x)=6x(1
39、x)，0 x 1；（2）=222)(exp21)(xxp；（3）=.,0;10,2)(其他xxxp（4）|e2)(xxp=16解：样本中位数 m0.5的渐近分布为)(41,5.025.0 xpnxN，其中 p(x)是总体密度函数，x0.5是总体中位数，（1）因 p(x)=6x(1 x)，0 x 1，有35.025.003205.023)23()1(6)(5.05.05.0 xxxxdxxxxFxx=，则 x0.5=0.5，有nnpn91)5.05.06(41)5.0(4122=，故样本中位数 m0.5的渐近分布为nN91,5.0；（2）因=222)(exp21)(xxp，有 0.5=F(x0.
40、5)=F()，则 x0.5=，有nnpn22141)(41222=，故样本中位数 m0.5的渐近分布为nN2,2；（3）因=.,0;,exp1)(xxxxF 其中，0，X(1)X(n)为样本的次序统计量试证明)(2)1()1()(iiXXin服从 17自由度为 2 的 2分布（i=2,n）注：此题有误，讨论的随机变量应为)(2)1()1()(+iiXXin 证：因(X(i 1),X(i)的联合密度函数为 zyiniiizpypzFyFininzyp=I)()()(1)()!()!2(!),(2)1(zyinizyzyinin=Iexp1exp1expexp1)!()!2(!2 zyinizyy
41、inin 0，可得TinXXinSii2)1()(2)1()1()(+=+=的密度函数为=+=+=2exp21)1(22exp1)1(2)1(2)(sinsininsinpspTS，s 0，故)(2)1()1()(+=iiXXinS服从参数为21的指数分布，也就是服从自由度为 2 的 2分布 32设总体 X 的密度函数为=.,0;10,3)(2其他xxxp X(1)X(2)X(5)为容量为 5 的取自此总体的次序统计量，试证)4()2(XX与 X(4)相互独立 0 yz z y=t 18证：因总体 X 的密度函数和分布函数分别为=.,0;10,3)(2其他xxxp =.1,1;10,;0,0)
42、(3xxxxxF 则(X(2),X(4)的联合密度函数为)4()2(I)()()(1)()()(!1!1!1!5),()4()2(1)4(1)2()4(1)2()4()2(24xxxpxpxFxFxFxFxxp=103)4(3)2(3)4(2)4(5)2(102)4(2)2(3)4(3)2(3)4(3)2()4()2()4()2(I)1)(1080I33)1)(120=xxxxxxxxxxxxxxx，设)4()2(1XXY=，Y2=X(4)，有 X(2)=Y1Y2，X(4)=Y2，则(X(2),X(4)关于(Y1,Y2)的雅可比行列式为 21221)4()2(10),(),(yyyyyxxJ=
43、，且 0 X(2)X(4)1 对应于 0 Y1 1,0 Y2 1，可得(Y1,Y2)的联合密度函数为 210,10323213222521221242121I)1()()(1080|),(),(yyyyyyyyJyyypyypyy=103211210315121I)1(I)1(1080 0 的要求 解：（1）方法一：增补变量法 因(X(1),X(n)的联合密度函数为 zynzynnzpypyFzFnnzpypyFzFnnzyp+=dwrwpwpwFrwFnnrprnRn02I)()()()()1()(，故 Rn=X(n)X(1)的分布函数为+=xrnxRRdwrwpwpwFrwFnndrdrr
44、pxFnn02I)()()()()1()()(+=xrndrrwpwpwFrwFnndw02I)()()()()1(+=xndrrwpwFrwFdwwpnn02)()()()()1(+=xnrwdFwFrwFdwwpnn02)()()()()1(+=xnwFrwFndwwpnn01)()(11)()1(+=dwwpwFxwFnn)()()(1+=dyypyFxyFnn)()()(1，x 0；方法二：分布函数法 因(X(1),X(n)的联合密度函数为 zynzynnzpypyFzFnnzpypyFzFnnzyp 0；（2）因指数分布 Exp()的密度函数与分布函数分别为=.0,0;0,e)(xx
45、xpx =.0,0;0,e1)(xxxFx 故 Rn=X(n)X(1)的分布函数为+=+=01)(1e)e1()e1()()()()(dyndyypyFxyFnxFynyxynRn 101011)e1()(e1)e1(e)1()e1()(e+=nxnynxynxnynndn，x 0 34设 X1,Xn是来自 U(0,)的样本，X(1)X(n)为次序统计量，令)1()(+=iiiXXY，i=1,n 1，Yn=X(n)，证明 Y1,Yn相互独立 yz 0 z y=x 20解：总体密度函数=xIxp01)(，且(X(1),X(2),X(n)联合密度函数为=)()2()1(0)()2()1(1!),(
46、nxxxnnInxxxpLL，由于)1()(+=iiiXXY，i=1,2,n 1，Yn=X(n)，有 X(1)=Y1 Y2Yn，X(2)=Y2Yn，X(n 1)=Yn 1 Yn，X(n)=Yn，则(X(1),X(2),X(n)关于(Y1,Y2,Yn)的雅可比行列式为 1232132312131221)()2()1(1000),(),(=nnnnnnnnnyyyyyyyyyyyyyyyyyyyxxxLLLLLLLLLLLLLLL，且 0 X(1)X(2)X(n)对应于 0 Y1 1,0 Y2 1,0 Yn 1 1,0 Yn ，可得(Y1,Y2,Yn)的联合密度函数为=nnyyyynnnnIIII
47、yyynyyyp01010101232211211!),(LLL，由于(Y1,Y2,Yn)的联合密度函数 p(y1,y2,yn)可分离变量，故 Y1,Y2,Yn相互独立 35对下列数据构造箱线图 472 425 447 377 341 369 412 419 400 382 366 425 399 398 423 384 418 392 372 418 374 385 439 428 429 428 430 413 405 381 403 479 381 443 441 433 419 379 386 387 解：x(1)=341，383)(21)11()10(25.0=+=xxm，5.408
48、)(21)21()20(5.0=+=xxm，428)(21)31()30(75.0=+=xxm，x(n)=479，箱线图 36根据调查，某集团公司的中层管理人员的年薪数据如下（单位：千元）40.6 39.6 43.8 36.2 40.8 37.3 39.2 42.9 38.6 39.6 40.0 34.7 41.7 45.4 36.9 37.8 44.9 45.4 37.0 35.1 36.7 41.3 38.1 37.9 37.1 37.7 39.2 36.9 44.5 40.4 38.4 38.9 39.9 42.2 43.5 44.8 37.7 34.7 36.3 39.7 42.1 4
49、1.5 40.6 38.9 42.2 40.3 35.8 39.2 试画出箱线图 解：x(1)=34.7，5.37)(21)13()12(25.0=+=xxm，4.39)(21)25()24(5.0=+=xxm，6.41)(21)37()36(75.0=+=xxm，x(n)=45.4，箱线图 习题习题 5.4 1 在总体 N(7.6,4)中抽取容量为 n 的样本，如果要求样本均值落在(5.6，9.6)内的概率不小于 0.95，则341383408.5 428 47934.737.5 39.4 41.6 45.4 21n 至少为多少？解：因总体 X N(7.6,4)，有)4,6.7(nNX，)1
50、,0(/26.7NnX，则95.01)(2)()(/26.76.96.5=nnnnnXnPXP，即975.0)(n，96.1n，n 3.8416，故取 n 4 2 设 x1,xn是来自 N(,16)的样本，问 n 多大时才能使得95.01|XP成立？解：因总体 X N(,16)，有nNX16,，)1,0(/4NnX，则95.0142444/41|=yxP 解：因)154,100(NX，)204,100(NY，即)204154,0(+NYX，)1,0(204154NYX+，故7718.06141.022)29.0(1 229.02041542.0204154|2.0|=+=YXPYXP 4 由正