概率论公式大全

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第一章 基本概念

古典概型

  1. P ( A B ) = P ( A ∩ B ) P(AB)=P(A\cap B) P(AB)=P(AB)

  2. P ( A ∪ B ) = P ( A ) + P ( B ) − P ( A B ) P(A\cup B)=P(A)+P(B)-P(AB) P(AB)=P(A)+P(B)P(AB)

  3. 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 AB, then P(BA)=P(B)P(A)

  4. P ( A ‾ ) = P ( S − A ) = 1 − P ( A ) P(\overline{A})=P(S-A)=1-P(A) P(A)=P(SA)=1P(A)

  5. 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=11!1+2!13!1+4!1+...+n!(1)n

条件概率

  1. P ( B ∣ A ) = P ( A B ) P ( A ) P(B|A)=\frac{P(AB)}{P(A)} P(BA)=P(A)P(AB)
  2. 由1得 ⇒ P ( A B ) = P ( A ) P ( B ∣ A ) \Rightarrow P(AB)=P(A)P(B|A) P(AB)=P(A)P(BA)
  3. 贝叶斯公式(必考)
    假设事件A可以划分 A 1 , A 2 , A 3 . . . A n A_1,A_2,A_3...A_n A1,A2,A3...An 块区域,则
    P ( A i ∣ B ) = P ( A i B ) P ( B ) = P ( A i B ) ∑ j = 1 n P ( A j B ) = P ( B ∣ A i ) P ( A i ) ∑ j = 1 n P ( B ∣ A j ) P ( A j ) P(A_i|B)=\frac{P(A_iB)}{P(B)}=\frac{P(A_iB)}{\sum\limits_{j=1}^n P(A_jB)}=\frac{P(B|A_i)P(A_i)}{\sum\limits_{j=1}^n P(B|A_j)P(A_j)} P(AiB)=P(B)P(AiB)=j=1nP(AjB)P(AiB)=j=1nP(BAj)P(Aj)P(BAi)P(Ai)

独立性

  1. 如果 P ( A B ) = P ( A ) P ( B ) P(AB)=P(A)P(B) P(AB)=P(A)P(B) ,则,A,B相互独立

第二章 随机变量

各大分布

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)={ba1axb0else 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>bbaxaaxb0x<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)=(1p)kp1kk=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(1p)nkpkk=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!eλλkk=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)={θ1eθxx>00else F X ( X = x ) = 1 − e − x θ F_X(X=x)=1-e^{-\frac{x}{\theta}} FX(X=x)=1eθx
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)=2π σ1e2σ2(xμ)2 N ( μ , σ 2 ) N(\mu,\sigma^2) N(μ,σ2)

概率密度函数

  1. F ( x ) = ∫ − ∞ x f ( t ) d t F(x)=\int_{-\infty}^xf(t)dt F(x)=xf(t)dt

  2. 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)

随机变量函数密度

  1. 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)

第三章 多维随机变量

边缘分布

  1. f ( x , y ) = P ( X = x ) P ( Y = y ) f(x,y)=P(X=x)P(Y=y) f(x,y)=P(X=x)P(Y=y)
  2. f X ( x ) = ∫ − ∞ + ∞ f ( x , y ) d y f_X(x)=\int_{-\infty}^{+\infty}f(x,y)dy fX(x)=+f(x,y)dy
  3. f Y ( y ) = ∫ − ∞ + ∞ f ( x , y ) d x f_Y(y)=\int_{-\infty}^{+\infty}f(x,y)dx fY(y)=+f(x,y)dx

条件分布

  1. 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)} FXY(xy)=P{XxY=y}=fY(y)f(x,y)

  2. 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)=2πσ1σ21ρ2 1e2(1ρ2)1((σ1xμ1)22ρσ1σ2(xμ1)(yμ2)+(σ2yμ2)2)

相互独立的随机变量

  1. 如果 f ( x , y ) = f X ( x ) f Y ( y ) f(x,y)=f_X(x)f_Y(y) f(x,y)=fX(x)fY(y) ,则两个变量相互独立

随机变量函数分布

  1. 如果 z = x + y z=x+y z=x+y ,则 f X + Y ( z ) = ∫ − ∞ + ∞ f ( x , z − x ) d x f_{X+Y}(z)=\int_{-\infty}^{+\infty}f(x,z-x)dx fX+Y(z)=+f(x,zx)dx
  2. 如果 z = x − y z=x-y z=xy ,则 f X − Y ( z ) = ∫ − ∞ + ∞ f ( z + y , y ) d y f_{X-Y}(z)=\int_{-\infty}^{+\infty}f(z+y,y)dy fXY(z)=+f(z+y,y)dy

第四章 数字特征

数学期望

  1. E ( X ) = ∫ − ∞ + ∞ x f ( x ) d x E(X)=\int_{-\infty}^{+\infty}xf(x)dx E(X)=+xf(x)dx

  2. E ( X + Y ) = E ( X ) + E ( Y ) E(X+Y)=E(X)+E(Y) E(X+Y)=E(X)+E(Y)

  3. E ( a X + b ) = a E ( X ) + b E(aX+b)=aE(X)+b E(aX+b)=aE(X)+b

  4. 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)

    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

  5. D ( X ) = ∫ − ∞ + ∞ ( x − E ( X ) ) 2 f ( x ) d x D(X)=\int_{-\infty}^{+\infty}(x-E(X))^2f(x)dx D(X)=+(xE(X))2f(x)dx

  6. D ( X ) = E ( X 2 ) − E 2 ( X ) D(X)=E(X^2)-E^2(X) D(X)=E(X2)E2(X)

  7. 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)

  8. D ( a X + b ) = a 2 D ( X ) D(aX+b)=a^2D(X) D(aX+b)=a2D(X)

  9. 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{[(XE(X)][(YE(Y)]}

  10. 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)

  11. 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)

各大分布数字特征

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(ba)2
(0-1)分布 p p p p ( 1 − p ) p(1-p) p(1p)
二项分布 n p np np n p ( 1 − p ) np(1-p) np(1p)
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+uα1eudx

Γ ( α + 1 ) = α Γ ( α ) \Gamma(\alpha+1)=\alpha \Gamma(\alpha) Γ(α+1)=αΓ(α)

切比雪夫不等式

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{xμε}ε2σ2

或者

P { ∣ x − μ ∣ < ε } ⩾ 1 − σ 2 ε 2 P\{|x-\mu|<\varepsilon\}\geqslant1- \frac{\sigma^2}{\varepsilon^2} P{xμ<ε}1ε2σ2

正态分布

  1. ( 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

    1. X ∼ N ( μ 1 , σ 1 2 )   ,   Y ∼ N ( μ 2 , σ 2 2 ) X\sim N(\mu_1,\sigma_1^2)\ ,\ Y\sim N(\mu_2,\sigma_2^2) XN(μ1,σ12) , YN(μ2,σ22), 且X,Y相互独立

    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+bYN(aμ1+bμ2,a2σ12+b2σ22)

第五章 中心极限定理

  1. ( 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} n σi=1nXinμ服从 N ( 0 , 1 ) N(0,1) N(0,1)标准正态分布

第六章 样本估计

χ \chi χ分布

  1. 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

t分布

  1. 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/n X

    t关于y轴对称

F分布

  1. 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)=F1α(n2,n1)1

重要分布

X ‾ = ∑ i = 1 n X i n \overline{X}=\frac{\sum\limits_{i=1}^nXi}{n} X=ni=1nXi, 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=n1i=1n(XiX)2

则:

  1. X ‾ − μ σ / n ∼ N ( 0 , 1 ) \frac{\overline{X}-\mu}{\sigma/\sqrt{n}}\sim N(0,1) σ/n XμN(0,1)

  2. X ‾ − μ S / n ∼ t ( n − 1 ) \frac{\overline{X}-\mu}{S/\sqrt{n}}\sim t(n-1) S/n Xμt(n1)

  3. 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+n2σ22 XY(μ1μ2)N(0,1)

  4. 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+n21 XY(μ1μ2)t(n1),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+n22(n11)S12+(n21)S22

  5. ( n − 1 ) S 2 σ 2 ∼ χ 2 ( n − 1 ) \frac{(n-1)S^2}{\sigma^2}\sim \chi^2(n-1) σ2(n1)S2χ2(n1)

  6. 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/n1F(n11,n21)

易错

  1. 必然事件发生的概率为1,但概率为1的事件不一定为必然事件;同理,不可能事件发生的概率为0,但概率为0的事件不一定为不可能事件
  2. 均方差一般指标准差

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