1
习题六
1.设总体 X~N(60,152),从总体 X 中抽取一个容量为 100 的样本,求样本均值与总体均值
之差的绝对值大于 3 的概率.
【解】μ=60,σ2=152,n=100
~ (0,1)
/
XZ N
n
μ
σ
−=
即
60 ~ (0,1)
15 /10
XZ N−=
(| 60 | 3) (| | 30 /15) 1 (| | 2)P X P Z P Z− > = > = − <
2[1 (2)] 2(1 0.9772) 0.0456.= −Φ = − =
2.从正态总体 N(4.2,52)中抽取容量为 n 的样本,若要求其样本均值位于区间(2.2,6.2)
内的概率不小于 0.95,则样本容量 n 至少取多大?
【解】
4 ~ (0,1)
5 /
XZ N
n
−=
2.2 4.2 6.2 4.2(2.2 6.2) ( )
5 5
P X P n Z n− −< < = < <
2 (0.4 ) 1 0.95,n= Φ − =
则 Φ(0.4 n )=0.975,故 0.4 n >1.96,
即 n>24.01,所以 n 至少应取 25
3.设某厂生产的灯泡的使用寿命 X~N(1000,σ2)(单位:小时),随机抽取一容量为 9 的样
本,并测得样本均值及样本方差.但是由于工作上的失误,事后失去了此试验的结果,
只记得样本方差为 S2=1002,试求 P( X >1062).
【解】μ=1000,n=9,S2=1002
1000 ~ (8)
100 / 3/
X Xt t
S n
μ− −= =
1062 1000( 1062) ( ) ( 1.86) 0.05
100 / 3
P X P t P t−> = > = > =
4.从一正态总体中抽取容量为 10 的样本,假定有 2%的样本均值与总体均值之差的绝对值在
4 以上,求总体的
标准
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差.
【解】 ~ (0,1)
/
XZ N
n
μ
σ
−= ,由 P(| X -μ|>4)=0.02 得
圣
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统
计
学
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00
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m
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2
P|Z|>4(σ/n)=0.02,
故
4 102 1 0.02σ
⎡ ⎤⎛ ⎞−Φ =⎢ ⎥⎜ ⎟⎜ ⎟⎢ ⎥⎝ ⎠⎣ ⎦
,即
4 10 0.99.σ
⎛ ⎞Φ =⎜ ⎟⎜ ⎟⎝ ⎠
查
表
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得
4 10 2.33,σ =
所以
4 10 5.43.
2.33
σ = =
5.设总体 X~N(μ,16),X1,X2,…,X10 是来自总体 X 的一个容量为 10 的简单随机样本,
S2 为其样本方差,且 P(S2>a)=0.1,求 a 之值.
【解】
2
2 2 2 29 9~ (9), ( ) 0.1.
16 16
S aP S a Pχ χ χ⎛ ⎞= > = > =⎜ ⎟⎝ ⎠
查表得
9 14.684,
16
a =
所以
14.684 16 26.105.
9
a ×= =
6.设总体 X 服从标准正态分布,X1,X2,…,Xn是来自总体 X 的一个简单随机样本,试问统
计量
Y=
∑
∑
=
=
−
n
i
i
i
i
X
Xn
6
2
5
1
2)1
5
(
,n>5
服从何种分布?
【解】 2
5
2 2 2 2 2 2
1 1
~ (5), ~ ( 5)i
n
i i
i i
X X X nχ χ χ
= =
= = −∑ ∑
且 1
2χ 与 22χ 相互独立.
所以
2
1
2
2
/ 5 ~ (5, 5)
/ 5
XY F n
X n
= −−
7.求总体 X~N(20,3)的容量分别为 10,15 的两个独立随机样本平均值差的绝对值大于
0.3 的概率.
【解】令 X 的容量为 10 的样本均值,Y 为容量为 15 的样本均值,则 X ~N(20,310), Y ~N
(20,
3
15
),且 X 与Y 相互独立.
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3
则
3 3~ 0, (0,0.5),
10 15
X Y N N⎛ ⎞− + =⎜ ⎟⎝ ⎠
那么 ~ (0,1),
0.5
X YZ N−=
所以
0.3(| | 0.3) | | 2[1 (0.424)]
0.5
P X Y P Z Φ⎛ ⎞− > = > = −⎜ ⎟⎝ ⎠
2(1 0.6628) 0.6744.= − =
8.设总体 X~N(0,σ2),X1,…,X10,…,X15为总体的一个样本.则 Y= ( )215212211
2
10
2
2
2
1
2 XXX
XXX
+++
+++
"
"
服从 分布,参数为 .
【解】 ~ (0,1),iX Nσ i=1,2,…,15.
那么 1 2
2 210 15
2 2 2 2
1 11
~ (10), ~ (5)i i
i i
X Xχ χ χ χσ σ= =
⎛ ⎞ ⎛ ⎞= =⎜ ⎟ ⎜ ⎟⎝ ⎠ ⎝ ⎠∑ ∑
且 1
2χ 与 22χ 相互独立,
所以
2 2 2
1 10 1
2 2 2
11 15 2
/10 ~ (10,5)
2( ) / 5
X X XY F
X X X
+ += =+ +
"
"
所以 Y~F 分布,参数为(10,5).
9.设总体 X~N(μ1,σ2),总体 Y~N(μ2,σ2),X1,X2,…,
1n
X 和 Y1,Y2,…,
2n
X 分别来自总体 X
和 Y 的简单随机样本,则
⎥⎥
⎥⎥
⎦
⎤
⎢⎢
⎢⎢
⎣
⎡
−+
−+− ∑∑
==
2
)()(
21
1
2
1
2
21
nn
YYXX
E
n
j
j
n
i
i
= .
【解】令
1 2
2 2 2
1 2
1 11 2
1 1( ) , ( ),
1 1
n n
i i
i j
S X X S Y Y
n n= =
= − = −− −∑ ∑
则
1 2
2 2 2 2
1 1 2 2
1 1
( ) ( 1) , ( ) ( 1) ,
n n
i j
i j
X X n S y y n S
= =
− = − − = −∑ ∑
又
2 2
2 2 2 21 1 2 2
1 1 2 22 2
( 1) ( 1)~ ( 1), ~ ( 1),n S n Sn nχ χ χ χσ σ
− −= − = −
圣
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学
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4
那么
1 2
2 2
1 1 2 2 2 2
1 2
1 2 1 2
( ) ( )
1 ( )
2 2
n n
i j
i j
X X Y Y
E E
n n n n
σ χ σ χ= =
⎡ ⎤− + −⎢ ⎥⎢ ⎥ = +⎢ ⎥+ − + −⎢ ⎥⎣ ⎦
∑ ∑
i
2
2 2
1 2
1 2
2
2
1 2
1 2
[ ( ) ( )]
2
[( 1) ( 1)]
2
E E
n n
n n
n n
σ χ χ
σ σ
= ++ −
= − + − =+ −
10.设总体 X~N(μ,σ2),X1,X2,…,X2n(n≥2)是总体 X 的一个样本, ∑
=
=
n
i
iXn
X
2
12
1
,
令 Y=∑
=
+ −+
n
i
ini XXX
1
2)2( ,求 EY.
【解】令 Zi=Xi+Xn+i, i=1,2,…,n.则
Zi~N(2μ,2σ2)(1≤i≤n),且 Z1,Z2,…,Zn 相互独立.
令 2 2
1 1
, ( ) / 1,
n n
i
i
i i
ZZ S Z Z n
n= =
= = − −∑ ∑
则
2
1 1
1 1 ,
2 2 2
n n
i
i
i i
XX Z Z
n n= =
= = =∑ ∑
故 2Z X=
那么
2 2 2
1 1
( 2 ) ( ) ( 1) ,
n n
i n i i
i i
Y X X X Z Z n S+
= =
= + − = − = −∑ ∑
所以
2 2( ) ( 1) 2( 1) .E Y n ES n σ= − = −
11. 设总体 X 的概率密度为 f(x)= x−e
2
1
(-∞
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