P ( A B ) = P ( A ∩ B ) P(AB)=P(A\cap B) P(AB)=P(A∩B)
P ( A ∪ B ) = P ( A ) + P ( B ) − P ( A B ) P(A\cup B)=P(A)+P(B)-P(AB) P(A∪B)=P(A)+P(B)−P(AB)
i f A ⊂ B , t h e n P ( B − A ) = P ( B ) − P ( A ) if\ A\subset B ,\ then\ P(B-A)=P(B)-P(A) if A⊂B, then P(B−A)=P(B)−P(A)
P ( A ‾ ) = P ( S − A ) = 1 − P ( A ) P(\overline{A})=P(S-A)=1-P(A) P(A)=P(S−A)=1−P(A)
n封信都装错的概率
p = 1 − 1 1 ! + 1 2 ! − 1 3 ! + 1 4 ! + . . . + ( − 1 ) n n ! p=1-\frac{1}{1!}+\frac{1}{2!}-\frac{1}{3!}+\frac{1}{4!}+...+\frac{(-1)^n}{n!} p=1−1!1+2!1−3!1+4!1+...+n!(−1)n
分布 | 概率密度函数 | 分布函数 | 表示 |
---|---|---|---|
均匀分布 | f X ( x ) = { 1 b − a a ⩽ x ⩽ b 0 e l s e f_X(x)=\begin{cases}\frac{1}{b-a} \qquad a\leqslant x\leqslant b\\ 0 \qquad else\end{cases} fX(x)={b−a1a⩽x⩽b0else | F X ( x ) = { 1 x > b x − a b − a a ⩽ x ⩽ b 0 x < a F_X(x)=\begin{cases}1\qquad x>b\\\frac{x-a}{b-a} \qquad a\leqslant x\leqslant b\\ 0 \qquad xFX(x)=⎩⎪⎨⎪⎧1x>bb−ax−aa⩽x⩽b0x<a | U ( a , b ) U(a,b) U(a,b) |
(0-1)分布 | f X ( x ) = ( 1 − p ) k p 1 − k k = 0 , 1 f_X(x)=(1-p)^kp^{1-k} \qquad k=0,1 fX(x)=(1−p)kp1−kk=0,1 | ||
二项分布 | f X ( x ) = C n k ( 1 − p ) n − k p k k = 0 , 1 , 2.... n f_X(x)=C_{n}^{k}(1-p)^{n-k}p^{k} \qquad k=0,1,2....n fX(x)=Cnk(1−p)n−kpkk=0,1,2....n | b ( n , p ) b(n,p) b(n,p) | |
柏松分布 | f X ( x ) = e − λ λ k k ! k = 0 , 1 , 2... λ = n p n f_X(x)=\frac{e^{- \lambda}\lambda^k}{k!}\qquad k=0,1,2...\ \lambda=np_n fX(x)=k!e−λλkk=0,1,2... λ=npn | π ( n , p ) \pi(n,p) π(n,p) | |
指数分布 | f X ( x ) = { 1 θ e − x θ x > 0 0 e l s e f_X(x)=\begin{cases}\frac{1}{\theta}e^{-\frac{x}{\theta}} \qquad x>0\\ 0 \qquad else\end{cases} fX(x)={θ1e−θxx>00else | F X ( X = x ) = 1 − e − x θ F_X(X=x)=1-e^{-\frac{x}{\theta}} FX(X=x)=1−e−θx | |
正态分布 | f X ( x ) = 1 2 π σ e − ( x − μ ) 2 2 σ 2 f_X(x)=\frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma}e^{-\frac{(x-\mu)^2}{2\sigma^2}}\qquad fX(x)=2πσ1e−2σ2(x−μ)2 | N ( μ , σ 2 ) N(\mu,\sigma^2) N(μ,σ2) |
F ( x ) = ∫ − ∞ x f ( t ) d t F(x)=\int_{-\infty}^xf(t)dt F(x)=∫−∞xf(t)dt
Φ ( x ) = ∫ − ∞ x f ( t ) d t , f ( t ) 为 正 态 分 布 \Phi(x)=\int_{-\infty}^xf(t)dt,f(t)为正态分布 Φ(x)=∫−∞xf(t)dt,f(t)为正态分布
已知x的密度分布,求 y = g ( x ) y=g(x) y=g(x)的概率密度函数,则 x = h ( y ) x=h(y) x=h(y)
f Y ( y ) = f X [ h ( y ) ] ∣ h ′ ( y ) ∣ f_Y(y)=f_X[h(y)]|h'(y)| fY(y)=fX[h(y)]∣h′(y)∣
F X ∣ Y ( x ∣ y ) = P { X ⩽ x ∣ Y = y } = f ( x , y ) f Y ( y ) F_{X|Y}(x|y)=P\{X\leqslant x|Y=y\}=\frac{f(x,y)}{f_Y(y)} FX∣Y(x∣y)=P{X⩽x∣Y=y}=fY(y)f(x,y)
二维正态分布 ( X , Y ) − N ( μ 1 , μ 2 , σ 1 2 , σ 2 2 , ρ ) (X,Y)-N(\mu_1,\mu_2,\sigma_1^2,\sigma_2^2,\rho) (X,Y)−N(μ1,μ2,σ12,σ22,ρ)
f ( x , y ) = 1 2 π σ 1 σ 2 1 − ρ 2 e − 1 2 ( 1 − ρ 2 ) ( ( x − μ 1 σ 1 ) 2 − 2 ρ ( x − μ 1 ) ( y − μ 2 ) σ 1 σ 2 + ( y − μ 2 σ 2 ) 2 ) f(x,y)=\frac{1}{2\pi\sigma_1\sigma_2 \sqrt{1-\rho^2}}e^{-\frac{1}{2(1-\rho^2)}((\frac{x-\mu_1}{\sigma_1})^2-2\rho\frac{(x-\mu_1)(y-\mu_2)}{\sigma_1\sigma_2}+(\frac{y-\mu_2}{\sigma_2})^2)} f(x,y)=2πσ1σ21−ρ21e−2(1−ρ2)1((σ1x−μ1)2−2ρσ1σ2(x−μ1)(y−μ2)+(σ2y−μ2)2)
E ( X ) = ∫ − ∞ + ∞ x f ( x ) d x E(X)=\int_{-\infty}^{+\infty}xf(x)dx E(X)=∫−∞+∞xf(x)dx
E ( X + Y ) = E ( X ) + E ( Y ) E(X+Y)=E(X)+E(Y) E(X+Y)=E(X)+E(Y)
E ( a X + b ) = a E ( X ) + b E(aX+b)=aE(X)+b E(aX+b)=aE(X)+b
如果 y = g ( x ) y=g(x) y=g(x),x的概率密度函数为 f ( x ) f(x) f(x)
则 E ( Y ) = ∫ − ∞ + ∞ g ( x ) f ( x ) d x E(Y)=\int_{-\infty}^{+\infty}g(x)f(x)dx E(Y)=∫−∞+∞g(x)f(x)dx
同理得 E [ g ( X , Y ) ] = ∫ − ∞ + ∞ g ( x , y ) f ( x , y ) d x E[g(X,Y)]=\int_{-\infty}^{+\infty}g(x,y)f(x,y)dx E[g(X,Y)]=∫−∞+∞g(x,y)f(x,y)dx
D ( X ) = ∫ − ∞ + ∞ ( x − E ( X ) ) 2 f ( x ) d x D(X)=\int_{-\infty}^{+\infty}(x-E(X))^2f(x)dx D(X)=∫−∞+∞(x−E(X))2f(x)dx
D ( X ) = E ( X 2 ) − E 2 ( X ) D(X)=E(X^2)-E^2(X) D(X)=E(X2)−E2(X)
D ( X + Y ) = D ( X ) + D ( Y ) + 2 C o v ( X , Y ) D(X+Y)=D(X)+D(Y)+2Cov(X,Y) D(X+Y)=D(X)+D(Y)+2Cov(X,Y)
D ( a X + b ) = a 2 D ( X ) D(aX+b)=a^2D(X) D(aX+b)=a2D(X)
C o v ( X , Y ) = E { [ ( X − E ( X ) ] [ ( Y − E ( Y ) ] } Cov(X,Y)=E\{[(X-E(X)][(Y-E(Y)]\} Cov(X,Y)=E{[(X−E(X)][(Y−E(Y)]}
C o v ( X , Y ) = E ( X Y ) − E ( X ) E ( Y ) Cov(X,Y)=E(XY)-E(X)E(Y) Cov(X,Y)=E(XY)−E(X)E(Y)
ρ = C o v ( X , Y ) D ( X ) D ( Y ) \rho=\frac{Cov(X,Y)}{\sqrt{D(X)D(Y)}} ρ=D(X)D(Y)Cov(X,Y)
分布 | 期望 | 方差 |
---|---|---|
均匀分布 | b + a 2 \frac{b+a}{2} 2b+a | ( b − a ) 2 12 \frac{(b-a)^2}{12} 12(b−a)2 |
(0-1)分布 | p p p | p ( 1 − p ) p(1-p) p(1−p) |
二项分布 | n p np np | n p ( 1 − p ) np(1-p) np(1−p) |
柏松分布 | λ \lambda λ | λ \lambda λ |
指数分布 | θ \theta θ | θ 2 \theta^2 θ2 |
正态分布 | μ \mu μ | σ 2 \sigma^2 σ2 |
Γ ( α ) = ∫ 0 + ∞ u α − 1 e − u d x \Gamma(\alpha)=\int_{0}^{+\infty}u^{\alpha-1}e^{-u}dx Γ(α)=∫0+∞uα−1e−udx
Γ ( α + 1 ) = α Γ ( α ) \Gamma(\alpha+1)=\alpha \Gamma(\alpha) Γ(α+1)=αΓ(α)
如果随机变量X,满足 E ( X ) = μ , D ( X ) = σ 2 E(X)=\mu,D(X)=\sigma^2 E(X)=μ,D(X)=σ2,则对任意 ε > 0 \varepsilon >0 ε>0 会有
P { ∣ x − μ ∣ ⩾ ε } ⩽ σ 2 ε 2 P\{|x-\mu|\geqslant\varepsilon\}\leqslant \frac{\sigma^2}{\varepsilon^2} P{∣x−μ∣⩾ε}⩽ε2σ2
或者
P { ∣ x − μ ∣ < ε } ⩾ 1 − σ 2 ε 2 P\{|x-\mu|<\varepsilon\}\geqslant1- \frac{\sigma^2}{\varepsilon^2} P{∣x−μ∣<ε}⩾1−ε2σ2
设 ( X 1 , X 2 , X 3 . . . X n ) (X_1,X_2,X_3...X_n) (X1,X2,X3...Xn)服从n维正态分布,则 X 1 , X 2 , X 3 . . . X n X_1,X_2,X_3...X_n X1,X2,X3...Xn相互独立与 X 1 , X 2 , X 3 . . . X n X_1,X_2,X_3...X_n X1,X2,X3...Xn两两不相关是等价的
则 a X + b Y ∼ N ( a μ 1 + b μ 2 , a 2 σ 1 2 + b 2 σ 2 2 ) aX+bY\sim N(a\mu_1+b\mu_2,a^2\sigma_1^2+b^2\sigma_2^2) aX+bY∼N(aμ1+bμ2,a2σ12+b2σ22)
设 ( X 1 , X 2 , X 3 . . . X n ) (X_1,X_2,X_3...X_n) (X1,X2,X3...Xn)服从同一个分布,且 E ( X ) = μ , D ( X ) = σ 2 E(X)=\mu,D(X)=\sigma^2 E(X)=μ,D(X)=σ2,那么
∑ i = 1 n X i − n μ n σ \frac{\sum\limits_{i=1}^nXi-n\mu}{\sqrt{n}\sigma} nσi=1∑nXi−nμ服从 N ( 0 , 1 ) N(0,1) N(0,1)标准正态分布
X 1 , X 2 , X 3 . . . X n X_1,X_2,X_3...X_n X1,X2,X3...Xn满足标准(0,1)正态分布,则
χ 2 ( n ) = X 1 2 + X 2 2 + . . . X n 2 \chi^2(n)=X_1^2+X_2^2+...X_n^2 χ2(n)=X12+X22+...Xn2
E ( X ) = n D ( x ) = 2 n E(X)=n\qquad D(x)=2n E(X)=nD(x)=2n
X满足标准(0,1)正态分布,Y满足 χ 2 ( n ) \chi^2(n) χ2(n),则
t ( n ) = X Y / n t(n)=\frac{X}{\sqrt{Y/n}} t(n)=Y/nX
t关于y轴对称
X满足 χ 2 ( n 1 ) \chi^2(n_1) χ2(n1),Y满足 χ 2 ( n 2 ) \chi^2(n_2) χ2(n2),则
F ( n 1 , n 2 ) = X / n 1 Y / n 2 F(n_1,n_2)=\frac{X/n_1}{Y/n_2} F(n1,n2)=Y/n2X/n1
F α ( n 1 , n 2 ) = 1 F 1 − α ( n 2 , n 1 ) F_{\alpha}(n_1,n_2)=\frac{1}{F_{1-\alpha}(n_2,n_1)} Fα(n1,n2)=F1−α(n2,n1)1
X ‾ = ∑ i = 1 n X i n \overline{X}=\frac{\sum\limits_{i=1}^nXi}{n} X=ni=1∑nXi, E ( X i ) = μ , D ( X i ) = σ 2 E(X_i)=\mu,D(X_i)=\sigma^2 E(Xi)=μ,D(Xi)=σ2
E ( X ‾ ) = μ D ( X ‾ ) = σ 2 / n E ( S 2 ) = σ 2 E(\overline{X})=\mu\qquad D(\overline{X})=\sigma^2/n\qquad E(S^2)=\sigma^2 E(X)=μD(X)=σ2/nE(S2)=σ2
S 2 = ∑ i = 1 n ( X i − X ‾ ) 2 n − 1 S^2=\frac{\sum\limits_{i=1}^n(Xi-\overline{X})^2}{n-1} S2=n−1i=1∑n(Xi−X)2
则:
X ‾ − μ σ / n ∼ N ( 0 , 1 ) \frac{\overline{X}-\mu}{\sigma/\sqrt{n}}\sim N(0,1) σ/nX−μ∼N(0,1)
X ‾ − μ S / n ∼ t ( n − 1 ) \frac{\overline{X}-\mu}{S/\sqrt{n}}\sim t(n-1) S/nX−μ∼t(n−1)
X ‾ − Y ‾ − ( μ 1 − μ 2 ) σ 1 2 n 1 + σ 2 2 n 2 ∼ N ( 0 , 1 ) \frac{\overline{X}-\overline{Y}-(\mu_1-\mu_2)}{\sqrt{\frac{\sigma_1^2}{n_1}+\frac{\sigma_2^2}{n_2}}}\sim N(0,1) n1σ12+n2σ22X−Y−(μ1−μ2)∼N(0,1)
X ‾ − Y ‾ − ( μ 1 − μ 2 ) S w 1 n 1 + 1 n 2 ∼ t ( n − 1 ) \frac{\overline{X}-\overline{Y}-(\mu_1-\mu_2)}{S_w\sqrt{\frac{1}{n_1}+\frac{1}{n_2}}}\sim t(n-1) Swn11+n21X−Y−(μ1−μ2)∼t(n−1),其中 S w = ( n 1 − 1 ) S 1 2 + ( n 2 − 1 ) S 2 2 n 1 + n 2 − 2 S_w=\sqrt{\frac{(n_1-1)S_1^2+(n_2-1)S_2^2}{n_1+n_2-2}} Sw=n1+n2−2(n1−1)S12+(n2−1)S22
( n − 1 ) S 2 σ 2 ∼ χ 2 ( n − 1 ) \frac{(n-1)S^2}{\sigma^2}\sim \chi^2(n-1) σ2(n−1)S2∼χ2(n−1)
S 1 2 / n 1 S 2 2 / n 2 ∼ F ( n 1 − 1 , n 2 − 1 ) \frac{S_1^2/n_1}{S_2^2/n_2}\sim F(n_1-1,n_2-1) S22/n2S12/n1∼F(n1−1,n2−1)