Đại Học Bách Khoa TP.Hồ Chí Minh
Bộ môn Toán Ứng Dụng
TÓM TT MỘT SỐ CÔNG THỨC
Môn: C SUẤT THỐNG
1 Phần xác suất
1.1 Các công thức xác suất
Công thức cộng và nhân xác suất:
P(A+B) = P(A) + P(B)P(AB), và PPn
i=1 Ai=PiP(Ai)Pi<j P(AiAj) + Pi<j<k P(AiAjAk)...
P(AB) = P(A)P(B|A)và P(A1A2...An) = P(A1)P(A2|A1)P(A3|A1A2)...P (An|A1A2...An1)
Với A1,...,An một họ các biến cố đầy đủ:
Công thức xác suất đầy đủ: P(F) = P(A1)P(F|A1) + P(A2)P(F|A2) + ···+P(An)P(F|An).
Công thức Bayse: P(Ak|F) = P(Ak)P(F|Ak)
P(F).
1.2 Biến ngẫu nhiên (BNN):
BNN Xrời rạc: E(X) = Pixipi, và Var(X) = Pi(xiE(X))2pi=Pix2
ipi[E(X)]2.
BNN Xliên tục: E(X) = R
xf(x), và Var(X) = R
−∞(xE(X))2f(x)dx =R
−∞ x2f(x)dx [E(X)]2.
1.3 Các hàm phân phối xác suất bản
Phân phối nhị thức, XB(n, p)): P(X=k) = Ck
npkqnk, k = 1,...,n và E(X) = np,Var(X) = npq.
Phân phối Poisson, XP(λ)P(X=k) = eλλk
k!, k = 1,2,..., và E(X) = Var(X) = λ.
Phân phối siêu bội, XH(N, K, n):P(X=k) = Ck
KCnk
NK
Cn
N
và E(X) = np,Var(X) = np(1 p)Nn
N1,p=K
N.
Phân phối mũ, XExp(λ):f(x) = (λeλx, x 0
0, x < 0, và E(X) = 1
λ,Var(X) = 1
λ2.
Phân phối chuẩn, XN(µ, σ2):f(x) = 1
σ2πe(xµ)2
2σ2và E(X) = µ,Var(X) = σ2.
Định giới hạn trung tâm: Nếu X1,..., Xn đôi một độc lập và E(Xk) = µ,Var(Xk) = σ2,X=Pn
k=1 Xk
nkhi nđủ lớn, thì
Xµ
σ/nN(0,1).
2 Phần thống kê
2.1 Khoảng tin cậy
Khoảng tin cậy cho kỳ vọng :
Biết σ2,X phân phối chuẩn hoặc cỡ mẫu nđủ lớn: xzα/2
σ
nµx+zα/2
σ
n
Không biết σ2, và X phân phối chuẩn: xtn1
α/2
s
nµx+tn1
α/2
s
n
Khoảng tin cậy cho t lệ tổng thể P,n > 30 :ˆ
Pzα/2sˆ
P(1 ˆ
P)
nPˆ
P+zα/2sˆ
P(1 ˆ
P)
n. Trong đó: ˆ
P=X
n,X số phần tử
thoả tính chất Atrong mẫu gồm nphần tử.
1
2.2 Kiểm định giả thuyết thống kê, một mẫu
Kiểm định cho kỳ vọng :
1. Biết σ2,X phân phối chuẩn hoặc cỡ mẫu nđủ lớn: z0=Xµ0
σ/n==> Dùng bảng 1.
2. Không biết σ2và X phân phối chuẩn: t0=Xµ0
s/n==> Dùng bảng 2.
3. Không biết σ2,X phân phối bất kỳ, cỡ mẫu đủ lớn: z0=Xµ0
s/n==> Dùng bảng 1.
Kiểm định cho tỉ lệ tổng thể, n > 30 :z0=ˆ
Pp0
rp0(1 p0)
n
==> Dùng bảng 1. Trong đó: ˆ
P=X
n,X số phần tử thoả tính chất A
trong mẫu gồm nphần tử.
2.3 Kiểm định giả thuyết thống kê, hai mẫu
Kiểm định cho kỳ vọng :
1. Biết phương sai, phân phối chuẩn hoặc cỡ mẫu đủ lớn: z0=XY
sσ2
1
n1
+σ2
2
n2
==> Dùng bảng 1.
2. Chưa biết phương sai, có phân phối chuẩn và cỡ mẫu đủ lớn: z0=XY
ss2
1
n1
+s2
2
n2
==> Dùng bảng 1.
3. Chưa biết phương sai, có phân phối chuẩn, cỡ mẫu nhỏ và σ1=σ2:
Sp=(n1)s2
1+ (n21)s2
2
n1+n22,t0=XY
Spr1
n1
+1
n2
==> Dùng bảng 2 với df =n1+n22.
Kiểm định cho tỉ lệ tổng thể, n1, n2>30 :z0=ˆ
P1ˆ
P2
sˆ
P(1 ˆ
P)1
n1
+1
n2
==> Dùng bảng 1. Trong đó: ˆ
P=X+Y
n1+n2
,ˆ
P1=X
n1
,
ˆ
P2=Y
n2
,Xvà Ylần lượt số phần tử thoả tính chất Atrong mẫu gồm n1và n2phần tử.
Bảng quy tắc bác b H0:
Đối thuyết H1 Miền bác bỏ Trị số pv
Hai phía Wα=nz0:|z0|> zα/2o2 [1 Φ(|z0|)]
Một phía trên Wα={z0:z0> zα}1Φ(z0)
Một phía dưới Wα={z0:z0<zα}Φ(z0)
Bảng 1
Đối thuyết H1 Miền bác b (một mẫu) Miền bác bỏ (hai mẫu) Trị số pv
Hai phía Wα=nt0:|t0|> tα/2,n1oWα=nt0:|t0|> tα/2,df o2P(T > |t0|)
Một phía trên Wα=t0:t0> tα,n1Wα=t0:t0> tα,df P(T > t0)
Một phía dưới Wα=t0:t0<tα,n1Wα=t0:t0<tα,df P(T < t0)
Bảng 2
2.4 Phân tích phương sai (ANOVA) một nhân tố, cỡ mẫu bằng nhau
Quan sát một mẫu N=kn giá trị quan trắc, trong đó k số phương thức xử của nhân tố, mõi phương thức xử ngiá trị quan
trắc.
Bài toán kiểm định: H0:τ1=τ2=···=τk= 0 vs H1:τi6= 0,với ít nhất một i.Bác bỏ H0khi: F=M SB
MSW > Fα;k1,k(n1).
Nguồn của sự biến thiên SS df MS F
Giữa các nhóm(SSB) SSB =nPk
i=1(¯yi·¯y··)2=Pk
i=1
y2
i·
ny2
··
Nk1MSB =SSB
k1
Trong từng nhóm (SSW) SSW =Pk
i=1 Pn
j=1(yij ¯yi·)2=SST SSB k(n1) MSW =SSW
k(n1) F=MSB
MSW
Tổng (SST) SST =Pk
i=1 Pn
j=1(yij ¯y··)2=Pk
i=1 Pn
j=1 y2
ij y2
··
Nkn 1
2.5 Hồi quy tuyến tính đơn
Đường hồi quy tuyến tính mẫu Ytheo X:y=ˆ
β0+ˆ
β1x. Trong đó: ˆ
β1=Pn
i=1 xiyiPn
i=1 xiPn
i=1 yi
n
Pn
i=1 x2
iPn
i=1 xi2
n
=Sxy
Sxx , và ˆ
β0= ¯yˆ
β1¯x.
Sxx =Pn
i=1(xi¯x)2=Pn
i=1 x2
iPn
i=1 xi2
nvà Sxy =Pn
i=1(xi¯x)(yi¯y) = Pn
i=1 xiyiPn
i=1 xiPn
i=1 yi
n
Hệ số tương quan mẫu :R2
XY =β2
1
Sxx
SST . Trong đó: SST =Pi(yiy)2.
2