概率论习题解答(第5章)
第5章习题答案
三、解答题
1n
1. 设随机变量X1,X2,…,Xn独立同分布,且X~P(λ),=∑Xi,试利用契比
ni=1
谢夫不等式估计P{|-λ|
λ}的下界。
nn111解:因为X~P(λ),E()=E(∑Xi)=∑E(Xi)=⋅nλ=λ ni=1ni=1n
1n1n11
D()=D(∑Xi)=2∑D(Xi)=2nλ=λ
ni=1nni=1n
由契比谢夫不等式可得
P{|-λ|
λ/n1
=1- 4λ4n
2. 设E(X) = – 1,E(Y) = 1,D(X) = 1,D(Y) = 9,ρ XY = – 0.5,试根据契比谢夫不等式估
计P{|X + Y | ≥ 3}的上界。
解:由题知
E(X+Y)=E(X)+E(Y)=(-1)+1=0
Cov(X,Y)=ρxy⋅DX⋅DY=(-0.5)⨯⨯9= -1.5
D(X+Y)=D(X)+D(Y)+2Cov(X,Y)=1+9+2⨯(-1.5)=7
所以PX+Y≥3=P(X+Y)-0≥3≤
}}
7 9
3. 据以往经验,某种电器元件的寿命服从均值为100小时的指数分布.现随机地取16只,设它们的寿命是相互独立的.求这16只元件的寿命的总和大于1920小时的概率.
解:设i个元件寿命为Xi小时,i = 1 ,2 , ...... , 16 ,
则X1 ,X2 ,... ,X16独立同分布,且 E(Xi ) =100,D(Xi ) =10000,i = 1 ,2 , ...... , 16 ,
E(∑Xi)=1600,D(∑Xi)=1.6⨯104,
i=1
i=1
1616
由独立同分布的中心极限定理可知:
∑X
i=1
16
i
近似服从N ( 1600 , 1.6⨯10000),所以
⎧16⎫
X-1600∑i⎪1920-1600⎪⎧16⎫⎧16⎫⎪i=1⎪
≤P⎨∑Xi>1920⎬=1-P⎨∑Xi≤1920⎬=1-P⎨⎬
⎪⎩i=1⎭⎩i=1⎭⎪.6⨯10000
⎪⎪⎩⎭
=1-Φ(0.8)=1- 0.7881= 0.2119
4. 某商店负责供应某地区1000人商品,某种商品在一段时间内每人需要用一件的概率
为0.6,假定在这一时间段各人购买与否彼此无关,问商店应预备多少件这种商品,才能以
99.7%的概率保证不会脱销(假定该商品在某一时间段内每人最多可以买一件).
解:设商店应预备n件这种商品,这一时间段内同时间购买此商品的人数为X , 则X ~ B(1000,0.6),则E(X) = 600,D (X ) = 240, 根据题意应确定最小的n,使P{X ≤n }= 99.7%成立. 则P{X ≤n }=P⎨
⎧X-600⎩
240
≤
n-600⎫n-600
≈Φ()=0.997=Φ(2.75) ⎬240⎭240
所以n=2.75⨯240+600=642.6,取n=643。
即商店应预备643件这种商品,才能以99.7%的概率保证不会脱销。
5. 某种难度很大的手术成功率为0.9,先对100个病人进行这种手术,用X记手术成功的人数,求P{84
解:依题意, X ~ B(100,0.9),则E(X) = 90,D (X ) = 9,
P{84
84-90X-9095-90
≈Φ()-Φ(-2)=Φ()-1+Φ(2)=0.95254-1+0.97725=0.92979
33
6. 在一零售商店中,其结帐柜台替顾客服务的时间(以分钟计)是相互独立的随机变
量,均值为1.5,方差为1.求对100位顾客的总服务时间不多于2小时的概率.
解:设柜台替第i位顾客服务的时间为X i ,i = 1,2,3.....100.
则X i ,i = 1,2,3.....100独立同分布,且E(X i)=1.5,D(X i )=1,所以
⎧100⎫
x-100⨯1.5∑i⎪120-150⎪⎧100⎫⎪i=1⎪
P⎨∑xi≤120⎬=P⎨≤⎬
⨯1⎩i=1⎭⎪⎪⎪⎪⎩⎭
≈Φ(-3)=1-Φ(3)=1-0.9987=0.0013
即对100位顾客的服务时间不多于两个小时的概率为0.0013.
7. 已知笔记本电脑中某种配件的合格率仅为80%,某大型电脑厂商月生产笔记本电脑10000台,为了以99.7%的把握保证出厂的电脑均能装上合格的配件,问:此生产厂商每月至少应购买该种配件多少件?
解:设此生产厂商每月至少应购买n件该种配件,其中合格品数为X,则X ~ B(n,0.8), 0.997=P{X≥10000}=P{解得 n=12655
即此生产厂商每月至少应购买12655件改种配件才能满足以99.7的把握保证出厂的电脑均能装上合格的配件。
8. 已知一本300页的书中,每页的印刷错误的个数服从参数为0.2的泊松分布,试求整书中的印刷错误总数不多于70个的概率.
解:记每页印刷错误个数为Xi,i=1,2,3,…300,
X-0.8n0.16n
≥
10000-0.8n0.4n10000-0.8n
=1-Φ() ,
0.4n
则它们独立同服从参数为0.2的泊松分布,所以E(X i)=0.2,D(X i )=0.2 所以
⎧300⎫
X-0.2⨯300∑i⎪⎛10⎫70-60⎪⎧300⎫⎪i=1⎪
P⎨∑Xi≤70⎬=P⎨≤≈Φ ⎪⎬ ⎪=Φ(1.29)=0.90147
⨯300⎪⎩i=1⎭⎝⎭⎪⎪⎪⎩⎭
9. 设车间有100台机床,假定每台机床是否开工是独立的,每台机器平均开工率为0.64,
开工时需消耗电能a千瓦,问发电机只需供给该车间多少千瓦的电能就能以概率0.99保证车间正常生产?
解:设发电机只需供给该车间m千瓦的电能就能以概率0.99保证车间正常生产, 记X为100台机床中需开工的机床数,则X ~ B(100,0.64), E(aX)=64a ,D(aX ) =100×0.64×0.36a2
⎧aX-64am-64a⎫
P{aX≤m}=P⎨≤⎬≥0.99=Φ(2.33)
4.8a⎭⎩a⨯0.64⨯0.36
m-64a
≥2.33,所以m≥64a+2.33⨯4.8a=75.18a
4.8a
10. 某保险公司的老年人寿保险有1万人参加,每人每年交200元.若老人在该年内死亡,公司付给家属1万元.设老年人死亡率为0.017,试求保险公司在一年内的这项保险中亏本的概率.
解:设当年内投保老人的死亡数为X,则X ~ B (10000,0.017)。 保险公司在一年内的保险亏本的概率为
}=P{X>200}=1-P{X≤200} P{10000X>10000⨯200
⎧⎪200-10000⨯0.017⎫⎪
=1-Φ⎨⎬
⎪⎩⨯(1-0.017)⎪⎭)≈0.01 =1-Φ(2.321
所以保险公司在一年内的这项保险中亏本的概率是0.01
四、应用题
1. 某餐厅每天接待400名顾客,设每位顾客的消费额(单位:元)服从区间(20,100)
上的均匀分布,且顾客的消费额是相互独立的,求该餐厅的日营业额在其平均营业额±760元内的概率.
解:设每位顾客的消费额为Xi ,i =1,2,…400, 且 X i ~ U (20,100),则
(100-20)=80⨯80=1600, 100+20
E(Xi)==60,D(Xi)=
212123
2
由独立同分布的中心极限定理
∑X
i=1
400
近似i
1600⎫⎛
~N 400⨯60,400⨯⎪,
3⎭⎝
所以
⎧400⎫P⎨∑Xi-400⨯60≤760⎬⎩i=1⎭
400⎧⎫=P⎨-760≤∑Xi-24000≤760⎬
i=1⎩⎭
400
⎧
Xi-24000∑⎪760⎪
=P⎨-≤i=1≤
16001600⎪400⨯400⨯
⎪33⎩
⎫
⎪760⎪⎬1600⎪ 400⨯
3⎪⎭
⎧
⎪⎪
=P⎨-≤⎪⎪⎩
∑Xi-24000
400
=2Φ3-1
=2Φ(1.6454)-1=0.9505
2. 设某型号电子元件的寿命(单位:小时)服从指数分布,其平均寿命为20小时,具体使用时当一元件损坏后立即更换另一新元件,已知每个元件进价为110元,试问在年计划中应为此元件作多少元的预算,才可以有95%的把握保证一年的供应(假定一年工作时间为2000小时).
解:设应为这种元件作m元的预算,即需进m/110个元件, 记第i件的寿命为Xi小时,i =1,2,3···, m/110,且X i ~ E (20), 所以E(X i)= 20 ,D(X i ) = 400,
()
⎫⎪⎪i=1
≤⎬1600⎪400⨯
⎪3⎭
⎧m/110⎫
P⎨∑Xi≥2000⎬ ⎩i=1⎭
⎧n⎫
X-20⨯m/110∑i⎪2000-20m/110⎪11000-m⎪i=1⎪
=P⎨≥=1-Φ()=0.95 ⎬
400⨯m/110m/110⎪m⎪⎪⎪⎩⎭
Φ(
m-11000m-11000
)=0.95=Φ(1.645),所以=1.645,所以m=12980
mm
即在年计划中应为此元件作12980元的预算,才可以有95%的把握保证一年的供应.
3. 据调查某村庄中一对夫妻无孩子、有1个孩子、有2个孩子的概率分别为0.05,0.8,0.15.若该村共有400对夫妻,试求:(1) 400对夫妻的孩子总数超过450的概率;(2) 只有1个孩子的夫妻数不多于340的概率.
解:(1) 设第k对夫妻 孩子数为X
,则X 的分布律为
2
则E(Xk)=0⨯0.05+1⨯0.80+2⨯0.15=1.1,D(Xk)=E(Xk)-E(Xk)2=0.19
400
400
∑X
k=1
k
-400⨯1.1
=
∑X
k=1
k
-440
400⨯0.19
400
76
450-440450-440
)≈1-Φ()=1-Φ(1.147)=0.1357
767676k=1
即400对夫妻的孩子总数超过450的概率为0.1357
(2) 设Y为只有一个孩子的夫妻对数,则Y ~ B (400,0.8),
故P(∑Xk>450)=P(
k=1
∑X
400
k
-440
>
⎧Y-400⨯0.8340-400⨯0.8⎫
P{Y≤340}=P⎨≤⎬
400⨯0.8⨯0.2⎭⎩400⨯0.8⨯0.2
400⨯0.8⨯0.2
即只有1个孩子的夫妻数不多于340的概率为0.9938.
≈Φ(
340-400⨯0.8
)=Φ(2.5)=0.9938
(B)
⎧xm-x
e,x>0,m为正整数,证明:1. 设随机变量X的概率密度为f(x)=⎪⎨m!⎪其它⎩0,
P{0
m
(提示:利用Chebyshev不等式). m+1
+∞
证明:E(X)=
⎰
xf(x)dx=⎰
+∞
+∞
xm+1-xΓ(m+2)(m+1)!
dx===m+1, m!m!m!
E(X)=⎰
2
+∞
xf(x)dx=⎰
2
xm+2-x1+∞Γ(m+3)edx=⎰x(m+3)-1e-xdx==(m+2)(m+1)
0m!m!m!
D(X)=E(X2)-[E(X)]=(m+2)(m+1)-(m+1)2=m+1
2
由切比雪夫不等式
P{0
mm+1
= 2
m+1(m+1)
2. 设{Xn:n≥1}为独立同分布的随机变量序列,其共同的分布如下表所示,证明{Xn}服从Chebyshev大数定律.
Xn
-
pk 1/4 1/2 1/4
证明:E(Xi)=(-)⨯1+0⨯1+⨯1=0 ,
4
2
4
22111
D(Xi)=EXi2-[E(Xi)]=-2⨯+02⨯+()2⨯-0=1
424
()
()
又因为{Xn:n≥1}独立且同分布,所以{Xn}服从切比雪夫大数定律.
3. 设随机变量序列{Xn:n≥1}独立同分布,E(Xn)=0,D(Xn)=σ2(0
1n2P
,证明:∑Xi−(提示:利用Chebyshev大数定律) −→σ2.E(X)存在(n=1,2,…)
ni=1
4n
证明:因为随机变量序列{Xn:n≥1}独立同分布,所以{Xi2}也独立同分布
E(Xi2)=D(Xi)+E(Xi)=σ2,D(Xi2)=E(Xi4)-[E(Xi2)]2=E(Xi4)-σ4存在
1n2P
由Chebyshev大数定律,∑Xi−−→σ2
ni=1