Một số công thức phần xác suất thống kê
lượt xem 194
download
xác suất thống kê là một môn học khó.tổng hợp những công thức trên đây giúp bạn dễ dàng ôn thi cho môn học khó nhằn này..
Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!
Nội dung Text: Một số công thức phần xác suất thống kê
- A. Mét sè c«ng thøc phÇn x¸c suÊt X¸c suÊt cña biÕn cè: I. m(A) P(A) = * n(A) P(B)+P(C) nÕu B vµ C lµ xung kh¾c A=B+C ⇒ P(A)=P(B+C) = * P(B)+P(C)-P(B.C) nÕu B vµ C lµ kh«ng xung kh¾c P(B).P(C) nÕu B vµ C lµ ®éc lËp • A=B.C ⇒ P(A)=P(B.C) = P(B).P(C/B)=P(C).P(B/C) nÕu B vµ C lµ kh«ng ®éc lËp A1A 2 ...An =A1 +A 2 +... +A n * * A 1 + A 2 + ...An = A 1 . A 2 ... A n * P(A)+ P(A ) =1 Pn ( x) = Cnpx (1 − p) n −x x • C«ng thøc Bernoulli: , x = 0,1,2,…,n n P(A) = ∑P(Hi )P(A/Hi ) C«ng thøc X¸c suÊt ®Çy ®ñ: • i =1 C«ng thøc Bayes : • P(H i )P(H i /A) P(H i )P(H i /A) P(H i /A) = =n ∀ i = 1,2,..,n P(A) ∑P(H i )P(H i /A) i=1 BiÕn ngÉu nhiªn vµ quy luËt ph©n phèi x¸c suÊt : II. 1. C¸c tham sè ®Æc trng: n ∑ ipi nÕu X lµ biÕn ngÉu nhiªn rêi r¹c x i=1 E(X) = +∞ ∫ xf(x) nÕu X lµ biÕn ngÉu nhiªn liªn tôc −∞ n ∑ 2 x p i nÕu X lµ biÕn ngÉu nhiªn rêi r¹c i i=1 2 E(X ) = +∞ ∫ x 2 f ( x) nÕu X lµ biÕn ngÉu nhiªn liªn tôc −∞ () = E X 2 − ( E( X ) ) V(X)= E ( X − E ( X ) ) 2 2 Phạm Hương Huyền-TKT 1
- σ( X ) = V ( X ) 2. Mét sè quy luËt ph©n phèi x¸c suÊt th«ng dông : ♦X∼ A(P) ⇒ X 0 1 P 1-p p P ( X = x ) = p x (1 − p ) 1− x x = 0;1 * * E(X)=p ; V(X)=p(1-p) ; σ ( X ) = p (1 − p ) ♦ X∼ B(n,p) ⇒ X 0 1 x n … … P C 0 p 0 q n− 0 C 1 p1q n−1 … C x p x q n− x … C nn p n q 0 n n n ( q=1-p ) P( X = x ) = C nx p x (1 − p ) n− x x = 0,1,..., n * σ ( X ) = npq * E(X)=np ; V(X)=npq ; x0 ∈ N * Mèt cña X∼ B(n,p): x0 = np + p −1 ≤ x 0 ≤ np + p ♦ X∼ P(λ) ⇒ λx e − λ P ( X = x ) = C p (1 − p ) n− x ≈ x x * ; x=0,1,2,… n x! ( n kh¸ lín, p kh¸ nhá; λ=np ) σ( X ) = λ * E(X)=V(X)= λ; * Mèt cña X∼ P(λ): λ − 1 ≤ x 0 ≤ λ ; x0∈ N (x− )2 μ 1 − ♦ X∼ N(µ ,σ 2) ⇒ f(x) = 2 (σ>0) e 2σ 2∏ * E(X)=µ ; V(X)=σ 2 ; σ (X)=σ b −µ a −µ * P ( a < X < b) = Φ −Φ σ σ 0 0 µ + ,5 b− * P(Xa) ≈ 0,5 − 0 Φ σ Phạm Hương Huyền-TKT 2
- ε ( ) * P X − µ < ε = 2Φ σ 0 • Gi¸ trÞ tíi h¹n chuÈn : P (U >U α ) =α U∼ N(),1) * §Þnh nghÜa: , * Chó ý: U 1− =− α U 0 , 025 = ,96 U 0 , 05 = ,645 U ; 1 ; 1 α • Gi¸ trÞ tíi h¹n Student : ( ) P T > Tα( n ) = α T∼ T(n) * §Þnh nghÜa: , n ≥ 30 T1( n ) = − α n ) Tα n ) ≈ U α T( ( ; * Chó ý: víi α − • Gi¸ trÞ tíi h¹n Khi b×nh ph¬ng: ( ) P χ 2 > χ α2( n ) = α χ2∼χ 2(n) * §Þnh nghÜa: , • Gi¸ trÞ tíi h¹n Fisher- Snedecor : ( ) ( n ,n ) * §Þnh nghÜa: P F > Fα 1 2 =α F ∼ F(n1,n2) , 1 Fα1 , n2 ) = (n2 , n1 ) (n * Chó ý: F− 1α III. BiÕn ngÉu nhiªn hai chiÒu rêi r¹c X …. …. Tæng x1 x2 xi xn Y P(x1,y1) P(x2,y1) …. P(xi,y1) …. P(xn,y1) P(Y=y1) y1 P(x1,y2) P(x2,y2) ….. P(xi,y2) ….. P(xn,y2) P(Y=y2) y2 … …. …. … … … …. …. P(x1,yj) P(x2,yj) …. P(xi,yj) …… P(xn,yj) P(Y=yj) yj …. …. …. …. …. …. ….. …. P(x1,ym) P(x2,ym) …. P(xi,ym) ….. P(xn,ym) P(Y=ym) ym Tæng P(X=x1) P(X=x2) … P(X=xi) …. P(X=xn) 1 ( ) ( ) • P xi , y j = P X = xi , Y = y j ) = P (xi , ) P ( =y j ) = P (x ) m n P(X = i ∑ ∑ • x yj ; Y , yj i j= i= 1 1 (X ) =x i , Y = y j )) = P • P (( X =x i ) / (Y = y j P (Y = y j ) • µ XY = Cov ( X , Y ) = E ( ( ( X − E ( X ) ) ( (Y − E (Y ) ) ) = ∑ ∑ xi y j P ( xi , y j ) − E ( X ) E (Y ) n m i =1 j =1 Phạm Hương Huyền-TKT 3
- µ ρ = XY • σX ) ( ) σ ( XY Y V ( aX +bY ) = a 2V ( X ) +b 2V (Y ) + 2abCov ( X , Y ) • III. Mét sè quy luËt sè lín: • BÊt ®¼ng thøc TrªbsÐp: X bÊt kú; E(X), V(X) h÷u h¹n; ε>0 V (X ) P ( X − E ( X ) < ε ) ≥1 − ε2 ⇔ P ( X − (X ≥ )≤ ε V (X ) ) E ε 2 • §Þnh lý TrªbsÐp: X1, X2,…, Xn ®éc lËp tõng ®«i; E(Xi), V(Xi) h÷u h¹n ∀i=1,2,…,n; ε>0 1 n 1n ε= Lim P ∑i − ∑ X i ) < 1 E( X n n i= n→ ∞ i= 1 1 • §Þnh lý Bernoulli: f lµ tÇn suÊt xuÊt hiÖn biÕn cè A trong lîc ®å Bernoulli víi 2 tham sè n, p ε Lim P ( f − < )= p 1 ε > 0 , ta cã n→ ∞ B. Mét sè c«ng thøc trong phÇn Thèng kª to¸n I. Mét sè c«ng thøc trªn mÉu: () 1k 1k x = ∑ i xi ; x = ∑ i xi2 2 Ms = x 2 − x 2 n n ; n i =1 n i =1 1k n = ∑ i ( xi − µ) 2 s= *2 Ms ; s n n −1 n i =1 * TÇn suÊt mÉu f lµ h×nh ¶nh cña tham sè p trong tæng thÓ ë trªn mÉu. σ ( ) 2 µ Tæng thÓ : X∼ N µ , σ X ∼ N , n ⇒ 2 ⇒ * () () σ2 E X =µ VX = , n pq pq ⇒ E( f ) = p , V( f )= Tæng thÓ X∼ A(p) ⇒ f ∼ N p, * n n ( khi n ®ñ lín). II. Mét sè c«ng thøc vÒ íc lîng: Phạm Hương Huyền-TKT 4
- 1. Ưíc lîng gi¸ trÞ tham sè µ trong quy luËt N ( µ , σ 2 ) Trêng hîp ®· biÕt σ 2 Trêng hîp cha biÕt σ 2 (thêng gÆp) C« (Ýt gÆp) n ≤ 30 n>30 ng thøc σ σ s s s s Tα( n−1) < µ < x + Tα( n−1) x − Uα < µ < x + Uα < µ < x + x− x− Uα Uα KTC n n n n n n ®èi 2 2 2 2 2 2 xøng σ µ< KTC s s Tα −) (n 1 x+ µ< x+ µ < x+ Uα Uα í c l- n n n îng µ max σ KTC s s µ> Tα( n −1) µ > x− µ > x− x− Uα Uα í c l- n n n îng µ min C«ng 4σ 2 2 4s 2 2 4s 2 ≥ * (Tα( n −1) ) 2 ≥ ≥ n Uα / 2 * * thøc n Uα / 2 n 2 /2 I0 2 x¸c I 02 I0 ®Þnh kÝch thíc mÉu míi I ε (n*) sao = cho: Gi÷ Chó ý : nguyªn 2 ®é tin cËy (1-α ) vµ muèn ®é dµi kho¶ng tin cËy ®èi xøng I ≤ I0 2. Ưíc lîng gi¸ trÞ tham sè p trong quy luËt A(p ) f (1 − f ) f (1 − f ) f− Uα < p < f + KTC ®èi xøng Uα n n 2 2 p max KTC íc lîng f (1 − f ) p< f + Uα n KTC íc lîng p min f (1 − f ) p>f − Uα n Phạm Hương Huyền-TKT 5
- 4 f (1 − f )U2 C«ng thøc x¸c ®Þnh kÝch ≥ n* thíc mÉu míi (n*) sao cho: α/ 2 2 I0 Gi÷ nguyªn ®é tin cËy (1-α) vµ muèn ®é dµi kho¶ng tin I cËy ®èi xøng I ≤ I0 Chó ý : ε = 2 Chó ý: M NÕu P= th× cã thÓ íc lîng M qua P vµ N (quan hÖ M vµ P lµ thuËn chiÒu), cã N thÓ íc lîng N qua P lµ M (quan hÖ N vµ P lµ ngîc chiÒu). ( ) 2 3. Ưíc lîng gi¸ trÞ tham sè σ 2 trong quy luËt N μ,σ Trêng hîp ®· biÕt µ Trêng hîp cha biÕt µ C«ng thøc (Ýt gÆp) (thêng gÆp) ( n −1) s ( n −1) s 2 σ *2 *2 2 ns ns > 2 σ 2 χ 2(n − ) min 2( n ) χ 1 α α III. Mét sè c«ng thøc vÒ kiÓm ®Þnh gi¶ thuyÕt thèng kª ♦KiÓm ®Þnh vÒ tham sè cña quy luËt ph©n phèi gèc 1. Bµi to¸n kiÓm ®Þnh vÒ tham sè µ trong quy luËt N ( µ , σ 2 ) : a. Bµi to¸n so s¸nh µ víi gi¸ trÞ thùc cho tríc µ 0 Tr êng hîp σ 2 ®· biÕt (Ýt gÆp) CÆp gi¶ thuyÕt cÇn MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 kiÓm ®Þnh ( ) H0: µ = µ 0 x −µ n Wα = = ; U >U α 0 U H1: µ > µ 0 σ ( ) H0: µ = µ 0 x −µ n Wα = = ; U U α / 2 U µ ≠ µ0 H1: σ Trêng hîp σ cha biÕt (thêng gÆp) 2 MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 Phạm Hương Huyền-TKT 6
- Trêng hîp n ≤ 30 CÆp gi¶ Trêng hîp n>30 thuyÕt cÇn kiÓm ®Þnh ( ) H0: µ = µ 0 x − µ0 n ( ) ; T > Tα( n −1) Wα = T = x − µ0 H1: µ > µ 0 n s Wα = U = ; U > Uα s ( ) ( ) H0: µ = µ 0 x − µ0 x − µ0 n n ; T < −Tα( n −1) Wα = T = Wα = U = ;U < −U α H1: µ < µ 0 s s ( ) ( ) H0: µ = µ 0 ( n −1) x − µ0 n x − µ0 n Wα = T = ; T > Tα / 2 Wα = U = ; U > Uα / 2 H1: µ ≠ µ 0 s s b. Bµi to¸n so s¸nh hai tham sè µ1 víi µ 2 cña 2 quy luËt ph©n phèi chuÈn Tr êng hîp σ 12 , σ 22 ®· biÕt (Ýt gÆp) CÆp gi¶ thuyÕt cÇn MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 kiÓm ®Þnh H0: µ1 = µ 2 H1: µ1 > µ 2 x −x Wα = = ; U >U α 1 2 U σ σ2 2 2 + 1 n1 n2 µ1 = µ 2 H0: x1 − x 2 Wα = = ; U U α / 2 U µ1 ≠ µ 2 H1: σ1 σ 2 2 +2 n1 n2 Trêng hîp σ 1 , σ 2 cha biÕt; n1 ≥ 30 , n2 ≥ 30 (thêng gÆp) 2 2 CÆp gi¶ thuyÕt cÇn MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 kiÓm ®Þnh H0: µ1 = µ 2 x1 − x 2 = = ; U >U α Wα U H1: µ1 > µ 2 2 2 s1 s2 + n1 n2 Phạm Hương Huyền-TKT 7
- µ1 = µ 2 H0: x1 − x 2 Wα = = ;U Uα / 2 U H1: µ1 ≠ µ 2 2 2 s1 s +2 n1 n 2 Trêng hîp σ 1 , σ 2 cha biÕt 2 2 CÆp gi¶ thuyÕt cÇn MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 kiÓm ®Þnh H0: µ1 = µ 2 H1: µ1 > µ 2 x1 −x 2 ; T > α ) T (k = = Wα T 2 2 s1 s2 + n1 n2 µ1 = µ 2 H0: µ1 < µ 2 H1: x1 − 2 x ; T < Tα ) − (k =T= Wα 2 2 s1 s2 + n1 n2 H0: µ1 = µ 2 H1: µ1 ≠ µ 2 x1 −x 2 ( ) = = ; T >Tαk 2 Wα T / 2 2 s1 s2 + n1 n2 (n1 − )(n 2 − ) 2 1 1 s1 / n1 k= c= ; (s / n1 ) +(s 2 / n 2 ) (n 2 − )c 2 +(n1 − )(1 −c ) 2 2 2 1 1 1 2. Bµi to¸n kiÓm ®Þnh vÒ tham sè σ 2 trong quy luËt N ( µ , σ 2 ) : a. Bµi to¸n so s¸nh σ 2 víi gi¸ trÞ thùc cho tríc σ 0 2 Phạm Hương Huyền-TKT 8
- CÆp gi¶ thuyÕt cÇn MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 kiÓm ®Þnh ( n −1) s 2 ; χ 2 > χ 2( n −1) H0: σ 2 = σ 02 2 Wα = χ = H1: σ 2 > σ 02 α σ0 2 ( n −1) s 2 ; χ 2 < χ 2( n −1) H0: σ 2 = σ 02 2 Wα = χ = H1: σ 2 < σ 02 1−α σ02 2 ( n − 1) s 2 χ 2 > χ α2 (/n−1) hay χ 2 < χ 12−(αn−1) Wα = χ = ; H0: σ = σ 2 2 0 2 /2 σ 02 H1: σ 2 ≠ σ 02 b. Bµi to¸n so s¸nh hai tham sè σ 12 víi σ 22 cña 2 quy luËt ph©n phèi chuÈn CÆp gi¶ thuyÕt MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 cÇn kiÓm ®Þnh H0: σ 12 = σ 22 2 s1 Wα = = 2 ; F >Fα 1 − , n2 − ) (n 1 1 F H1: σ 1 > σ 2 2 2 s2 H0: σ 12 = σ 22 ( n1 − , n2 − ) 2 s1 = = 2 ; F Fα( n12− 1, n2 −1) hay F < F1(−nα1 −/ 1, n2 − 1) Wα = F = 2 ; H1: σ 12 ≠ σ 2 2 / 2 s2 3. Bµi to¸n kiÓm ®Þnh vÒ tham sè p trong quy luËt A(p) : a. Bµi to¸n so s¸nh gi¸ trÞ tham sè p víi gi¸ trÞ thùc p0 cho tríc: CÆp gi¶ thuyÕt cÇn MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 kiÓm ®Þnh p = p0 ( f − p0 ) n H0: = = ; U >U α Wα U p 0 (1 − p 0 ) p > p0 H1: ( f − p0 ) n p = p0 H0: = = ; U H0: Wα = = U U α/ 2 p ≠ p0 H1: p0 (1 −p0 ) b. Bµi to¸n so s¸nh hai tham sè p1 víi p 2 cña 2 quy luËt Kh«ng-Mét Phạm Hương Huyền-TKT 9
- CÆp gi¶ thuyÕt cÇn MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0 kiÓm ®Þnh f 1 −f 2 H0: p1 = p 2 =U = ; U > α Wα U ( ) 1 1 H1: p1 > p 2 f 1 −f n + n2 1 f1 − f 2 H0: p1 = p 2 = = ; U α/ 2 Wα U U ( ) 1 1 H1: p1 ≠ p 2 f 1 −f n +n 1 2 n f +2 f 2 n =1 1 f Trong ®ã: n1 + 2 n ♦ KiÓm ®Þnhphi tham sè • KiÓm ®Þnh vÒ d¹ng quy luËt ph©n phèi gèc: * CÆp gi¶ thuyÕt cÇn kiÓm ®Þnh: H0: X ∼ Quy luËt A H1: X ∼ Quy luËt A (XÐt quy luËt A lµ rêi r¹c) * MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0: (ni − i′)2 2 χ( r 1 n k Wα = χ = χ ∑ n′ > αk − −) 2 2 ; i= 1 i Trong ®ã: k ∑n = n ; ni′ = npi ; MÉu ngÉu nhiªn 1 chiÒu vÒ X lµ X (n); xi xuÊt hiÖn ni lÇn ; i i =1 pi = P( X = xi ) ; r lµ sè tham sè trong quy luËt A cÇn íc lîng, tham sè cña quy luËt A ®îc íc lîng b»ng ph¬ng ph¸p íc lîng hîp lý tèi ®a; Phạm Hương Huyền-TKT 10
- • KiÓm ®Þnh vÒ tÝnh ®éc lËp hay phô thuéc cña 2 dÊu hiÖu ®Þnh tÝnh: * CÆp gi¶ thuyÕt cÇn kiÓm ®Þnh: H0: X , Y lµ ®éc lËp H1: X , Y lµ phô thuéc * MiÒn b¸c bá cña gi¶ thuyÕt H0: 2 h 2 nij k χ =n ∑ ∑= n m − χ >χ 2 (( h − )( k − )) = 2 1 1 Wα 1 ; α i= j 1 1 i j Trong ®ã: MÉu ngÉu nhiªn 2 chiÒu vÒ X,Y lµ X (n); gi¸ trÞ (xi,yj )xuÊt hiÖn nij lÇn; h k h k h k ∑ ∑ ∑n ∑ =∑ i =∑ j =n . =m j , =ni , n n n m ij ij ij i= j= i= j= i= j= 1 1 1 1 1 1 • KiÓm ®Þnh Jarque-Bera vÒ d¹ng ph©n phèi chuÈn: H0 : X tu©n theo quy luËt ph©n phèi chuÈn H1: X kh«ng tu©n theo quy luËt ph©n phèi chuÈn +> 2 (a4 − 2 a3 3) Wα = JB = + ; JB > α χ2(2) n → MBB cña H0 : 6 24 ( a3 lµ hÖ sè bÊt ®èi xøng, a4 lµ hÖ sè nhän) ------------------------------------------------------------------------------------- Phạm Hương Huyền-TKT 11
CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD
-
Giáo trình Lý thuyết xác suất và thống kê toán: Phần 1 - Hoàng Ngọc Nhậm
95 p | 569 | 95
-
Một số công thức phần xác suất
11 p | 375 | 86
-
Chuyên đề hội giảng: Một số phương pháp xác đinh công thức tổng quát của dãy số
46 p | 231 | 64
-
LẬP CÔNG THỨC PHÂN TỬ
3 p | 151 | 32
-
GIÁO TRÌNH TIN HỌC_XÂY DỰNG CÔNG CỤ PHẦN MỀM NÂNG CAO
0 p | 150 | 24
-
Giáo trình Lý thuyết xác suất và thống kê toán: Phần 1 - Mai Chi, Trần Doãn Phú
127 p | 75 | 19
-
Xác định đồng phân HCHC
36 p | 139 | 12
-
Giáo trình Lý thuyết xác suất và thống kê toán: Phần 1
95 p | 101 | 11
-
Xác suất thống kê - hướng dẫn giải các bài tập: Phần 2
97 p | 61 | 9
-
Xây dựng công thức gel nhũ tương dầu dừa (coconut oil) ứng dụng trong mỹ phẩm
7 p | 97 | 9
-
Giáo án học phần: Xác suất thống kê
65 p | 71 | 6
-
Bài giảng Xác suất thống kê: Phần 1 - Trường CĐ Cộng đồng Đồng Tháp
92 p | 29 | 6
-
Xác định cấu trúc tập đoàn vi khuẩn trong các công thức xử lý đất nhiễm chất diệt cỏ chứa Dioxin ở quy mô thử nghiệm hiện trường bằng phân hủy sinh học
6 p | 32 | 4
-
Đề cương học phần Xác suất thống kê
10 p | 11 | 4
-
Tham số đo độ phân tán trong thống kê: Kiến thức của sinh viên sư phạm toán và vấn đề đặt ra cho công tác đào tạo giáo viên
16 p | 161 | 3
-
Nghiên cứu phương pháp xác định một số phụ gia thực phẩm Polysaccharide bằng quang phổ hồng ngoại FTIR
8 p | 61 | 3
-
Phương pháp thống kê trong khí tượng khí hậu: Phần 1
100 p | 17 | 0
Chịu trách nhiệm nội dung:
Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA
LIÊN HỆ
Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM
Hotline: 093 303 0098
Email: support@tailieu.vn