教案 随机变量的数字特征 教学内容 随机变量的分布函数全面地反映了随机变量的统计规律,利用分布函数可以 很方便地计算各种事件的概率。但在实际应用中,常常并不需要全面了解随机变 量的变化情况,只需要知道一些能反映随机变量的特征的指标就能解决问题,这 些指标便是数字特征。本节主要讲解以下内容: (1)数学期望、方差、协方差和相关系数等概念和计算方法 (2)随机变量的函数的数学期望的计算方法; (3)一些常见分布的数字特征的计算。 教学思路与要求 (1)结合实际背景引出数学期望的概念,指出数学期望的性质,并结合实 际例子讲解其计算方法,并进一步给出随机变量的函数的数学期望的 计算方法 (2)结合实际背景引出方差与标准差的概念,指出方差的性质,并结合实 际例子讲解其计算方法; (3)对几种常见分布计算它们的数学期望和方差 (4)结合实际背景引出协方差与相关系数的概念,指出它们的性质,并结 合实际例子讲解其计算方法 (5)对于正态分布的数字特征,其重要性与常见性众所周知,计算也相对 复杂,更需加以详细讲解。 教学安排 数学期望 我们先看一个例子。检验员每天从生产线取出n件产品进行检验。记5为每 天检验出的次品数。若检验员检查了N天,记这N天出现0,1…,n件次品的天数 分别为x,x1,…,xn,则x0+x1+…+xn=N,且N天出现的总次品数为 0x6+1x1+…+nx=∑kx 因此N天中平均每天出现的次品数为 点, 注意就是N天中每天出现k件次品的频率,即{=k}的频率。若记p4为每天 出现k件次品的概率,即P(E=k),则由概率的统计意义,当N充分大时,会 在p附近摆动(k=01…,n),所以∑k就会在∑k·P附近摆动。因此从
教 案 随机变量的数字特征 教学内容 随机变量的分布函数全面地反映了随机变量的统计规律，利用分布函数可以 很方便地计算各种事件的概率。但在实际应用中，常常并不需要全面了解随机变 量的变化情况，只需要知道一些能反映随机变量的特征的指标就能解决问题，这 些指标便是数字特征。本节主要讲解以下内容： （1） 数学期望、方差、协方差和相关系数等概念和计算方法； （2） 随机变量的函数的数学期望的计算方法； （3） 一些常见分布的数字特征的计算。 教学思路与要求 （1） 结合实际背景引出数学期望的概念，指出数学期望的性质，并结合实 际例子讲解其计算方法，并进一步给出随机变量的函数的数学期望的 计算方法； （2） 结合实际背景引出方差与标准差的概念，指出方差的性质，并结合实 际例子讲解其计算方法； （3） 对几种常见分布计算它们的数学期望和方差； （4） 结合实际背景引出协方差与相关系数的概念，指出它们的性质，并结 合实际例子讲解其计算方法。 （5） 对于正态分布的数字特征，其重要性与常见性众所周知，计算也相对 复杂，更需加以详细讲解。 教学安排 一．数学期望 我们先看一个例子。检验员每天从生产线取出 n 件产品进行检验。记 为每 天检验出的次品数。若检验员检查了 N 天，记这 N 天出现 0,1, ,n 件次品的天数 分别为 n x , x , , x 0 1 ，则 x0 x1 xn N ，且 N 天出现的总次品数为 n k n k x x n x kx 0 0 0 1 1 。 因此 N 天中平均每天出现的次品数为 n k k n k k N x k N kx 0 0 。 注意 N xk 就是 N 天中每天出现 k 件次品的频率，即 { k} 的频率。若记 k p 为每天 出现 k 件次品的概率，即 P( k) ，则由概率的统计意义，当 N 充分大时， N xk 会 在 k p 附近摆动（ k 0,1, ,n ），所以 n k k N x k 0 就会在 n k pk k 0 附近摆动。因此从
统计意义上可以认为,∑kp就是平均每天出现的次品数。 以此为背景,我们引入下面的定义。 定义11.5.1设离散型随机变量ξ的可能取值为x1,x2,…xn2…,且5取相应 值的概率依次为p1,P2,…,Pn,…若级数∑xP绝对收敛,则称该级数的和为 随机变量ξ的数学期望,简称期望,记为Eξ,即 E5=∑xP 此时也称5的数学期望存在。若级数∑|x|p发散,则称5的数学期望不存在。 由数学期望的定义知,数学期望实质上是以概率为权的加权平均值,因此也 常称为均值。我们在定义中需要级数绝对收敛,是因为数学期望应该与对随机变 量取值的人为排序无关。只有当级数是绝对收敛时,才能保证收敛级数的和与求 和次序无关 对于连续型随机变量ξ,也应有数学期望的概念。如何得到呢?先做一个近 似分析。设ξ的概率密度为φ(x)(假设(x)连续),在实轴上插入分点 R1 则ξ落在[x1,x]中的概率为(记Ax1=x1-x1) ∈[x,x1)=∫x)ox)Ax,(=01 这时,如下分布的离散型随机变量ξ就可以看作ξ的一种近似 P p(xo )Ax qp(x1)△x 其数学期望为 E=∑x9(x)x 它近似地可看作ξ的平均值。可以想象,当分点在实轴上越来越密时,上述和式 就会以[x(x)x为极限。由此为背景,我们给出下面的定义。 定1152设5是连续型随机变量,其概率密度为o(x)若「1xw(x)b收 敛,则称∫x(x)t的值为随机变量5的数学期望,简称期望,记为E5,即 此时也称5的数学期望存在。若1x(x)发散,则称5的数学期望不存在 例11.5.1已知一箱中有产品100个,其中10个次品,90个正品。从中任 取5个,求这5个产品中次品数的期望值。 解设ξ为任意取出5个产品中的次品数,则ξ可取值0、1、2、3、4、5
统计意义上可以认为， n k pk k 0 就是平均每天出现的次品数。 以此为背景，我们引入下面的定义。 定义 11.5.1 设离散型随机变量 的可能取值为 x1 , x2 , , xn , ，且 取相应 值的概率依次为 1 2 p , p , , pn , 。若级数 i1 i pi x 绝对收敛，则称该级数的和为 随机变量 的数学期望，简称期望，记为 E ，即 E i 1 i pi x 。 此时也称 的数学期望存在。若级数 1 | | i i pi x 发散，则称 的数学期望不存在。 由数学期望的定义知，数学期望实质上是以概率为权的加权平均值，因此也 常称为均值。我们在定义中需要级数绝对收敛，是因为数学期望应该与对随机变 量取值的人为排序无关。只有当级数是绝对收敛时，才能保证收敛级数的和与求 和次序无关。 对于连续型随机变量 ，也应有数学期望的概念。如何得到呢？先做一个近 似分析。设 的概率密度为 (x) （假设 x) 连续），在实轴上插入分点 n x x x 0 1 ， 则 落在 [ , ] i i1 x x 中的概率为（记 i i i x x x 1 ） i i x x i i P x x x dx x x i i ( [ , ]) ( ) ) 1 1 （ i 0,1, ,n 1 ）。 这时，如下分布的离散型随机变量 ~ 就可以看作 的一种近似 ~ 0 x 1 x … n x P 0 0 (x )x 1 1 (x )x … n n (x )x 其数学期望为 n i i i i E x x x 0 ) ~ ， 它近似地可看作 的平均值。可以想象，当分点在实轴上越来越密时，上述和式 就会以 x(x)dx 为极限。由此为背景，我们给出下面的定义。 定义 11.5.2 设 是连续型随机变量，其概率密度为 (x) 。若 | x |(x)dx 收 敛，则称 x(x)dx 的值为随机变量 的数学期望，简称期望，记为 E ，即 E x(x)dx 。 此时也称 的数学期望存在。若 | x |(x)dx 发散，则称 的数学期望不存在。 例 11.5.1 已知一箱中有产品 100 个，其中 10 个次品，90 个正品。从中任 取 5 个，求这 5 个产品中次品数的期望值。 解 设 为任意取出 5 个产品中的次品数，则 可取值 0、1、2、3、4、5
且易计算ξ的分布为 0 1 2 4 5 因此 kC E=∑kP(=k) 0.5 k=0 例1.5.2已知连续型随机变量ξ的概率密度为如下形式 ax2,00,a>0。又已知E=0.75,求k和a的值。 解由概率密度的性质得 」x)k=aa=k 所以a=k+1。又由已知 0.75=E5= xo(x)dx=l. axdx k+2 所以又成立a=0.75(k+2)。解方程组 k+1=a l075(k+2) 得k=2,a=3 可以证明随机变量的数学期望有如下性质(假设以下涉及到的数学期望均存 在): (1)设c是常数,则Ec=c (2)设ξ是随机变量,k是常数,则E(k2)=kE5。 (3)若ξ,n为两个随机变量,则E(5+m)=E5+En。 因此,用归纳法可以得出,若51,2…n为随机变量,则 (4)若ξ,n为两个随机变量,满足ξ≤n(即对于每个x∈g,成立 5(x)≤m(x)),则 E5≤En。 特别地 E5E|| (5)设随机变量ξ,n相互独立,则E(5)=E·En。 因此,若n个随机变量552,…n相互独立,则
且易计算 的分布为 0 1 2 3 4 5 P 5 100 5 90 C C 5 100 4 90 1 10 C C C 5 100 3 90 2 10 C C C 5 100 2 90 3 10 C C C 5 100 1 90 4 10 C C C 5 100 5 10 C C 因此 ( ) 5 0 E kP k k 0.5 5 100 5 0 10 5 90 C kC C k k k 。 例 11.5.2 已知连续型随机变量 的概率密度为如下形式： 0, , , 0 1, ( ) 其它 ax x x k 其中 k 0, a 0。又已知 E 0.75 ，求 k 和 a 的值。 解 由概率密度的性质得 1 1 ( ) 1 0 k a x dx ax dx k ， 所以 a k 1 。又由已知 0.75 E 2 ( ) 1 0 1 k a x x dx ax dx k ， 所以又成立 a 0.75(k 2) 。解方程组 k a k a 0.75( 2) 1 得 k 2，a 3。 可以证明随机变量的数学期望有如下性质（假设以下涉及到的数学期望均存 在）： （1）设 c 是常数，则 Ec c。 （2）设 是随机变量， k 是常数，则 E(k) kE 。 （3）若 , 为两个随机变量，则 E( ) E E 。 因此，用归纳法可以得出，若 n , , , 1 2 为随机变量，则 n i i n i E i E 1 1 。 （4）若 , 为两个随机变量，满足 （即对于每个 x ，成立 (x) (x) ），则 E E 。 特别地 | E | E | |。 （5） 设随机变量 , 相互独立，则 E() E E 。 因此，若 n 个随机变量 n , , , 1 2 相互独立，则
例11.5.3假设机场送客班车每次开出时有20名乘客,沿途有10个下客 站。若到站时无乘客下车,则班车不停。假设每位乘客在各车站下车的机会是等 可能的,且是否下车互不影响,求每班次停车的平均数。 解用表示班车的停车数。记 5=2在第个车站有乘客下车 0,在第个车站无乘客下车 则ξ=51+2+…+510。由于每位乘客在各车站下车的机会是等可能的,所以每 个乘客在每站下车的概率为0.1,不下车的概率为0.9。而乘客是否下车是相互 独立的,20位乘客在第;站都不下车的概率就是0920,即P(=0)=0920,所 以P(5=1)=1-0920。因此 E(5)=0×0920+1×(1-0920)=1-0920,i=12,…10。 于是每班次停车的平均数,即的数学期望为 E(5)=E(1+52+…+510)=E(1)+E(2)+…+E(510)=10×(1-0920)≈878 二.随机变量的函数的数学期望 对于一维随机变量的函数的数学期望,有以下的计算方法: 定理11.5.1设ξ是随机变量,∫是一元连续函数或单调函数 (1)若ξ是离散型随机变量,其概率函数为P(5=x,)=P(l=1,2,…),则 当∑(x)P收敛时,随机变量n=f()的数学期望存在,且 En=E(5)=∑f(x)P (2)若5是连续型随机变量,其概率密度为o(x),则当f(x)(x收 敛时,随机变量η=∫(2)的数学期望存在,且 En=E(S)= f(x)o(x)dx 此定理的证明从略。 例1.54设随机变量5服从参数为05的 Poisson分布,求n=的数学 期望En。 解因为ξ服从参数为05的 Poisson分布,所以 P(=k)= (0.5) e3,k=0,1,2…
n i i n i E i E 1 1 。 例 11.5.3 假设机场送客班车每次开出时有 20 名乘客，沿途有 10 个下客 站。若到站时无乘客下车，则班车不停。假设每位乘客在各车站下车的机会是等 可能的，且是否下车互不影响，求每班次停车的平均数。 解 用 表示班车的停车数。记 0, , 1, , 在第 个车站无乘客下车 在第 个车站有乘客下车 i i i i 1,2, ,10, 则 1 2 10 。由于每位乘客在各车站下车的机会是等可能的，所以每 个乘客在每站下车的概率为 0.1 ，不下车的概率为 0.9 。而乘客是否下车是相互 独立的，20 位乘客在第 i 站都不下车的概率就是 20 0.9 ，即 20 P( i 0) 0.9 ，所 以 20 P( i 1) 1 0.9 。因此 2 0 2 0 2 0 E( i ) 00.9 1(1 0.9 ) 1 0.9 ，i 1,2, ,10。 于是每班次停车的平均数，即 的数学期望为 ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) 10 (1 0.9 ) 8.78 2 0 E E 1 2 1 0 E 1 E 2 E 1 0 。 二．随机变量的函数的数学期望 对于一维随机变量的函数的数学期望，有以下的计算方法： 定理 11.5.1 设 是随机变量， f 是一元连续函数或单调函数。 （1）若 是离散型随机变量，其概率函数为 i pi P( x ) （ i 1,2, ），则 当 1 | ( ) | i i pi f x 收敛时，随机变量 f () 的数学期望存在，且 1 ( ) ( ) i i pi E Ef f x ； （2）若 是连续型随机变量，其概率密度为 (x) ，则当 f x x dx | ( ) |( ) 收 敛时，随机变量 f () 的数学期望存在，且 E Ef () f (x)(x)dx 。 此定理的证明从略。 例 11.5.4 设随机变量 服从参数为 0.5 的 Poisson 分布，求 1 1 的数学 期望 E 。 解 因为 服从参数为 0.5 的 Poisson 分布，所以 0.5 ! (0.5) ( ) e k P k k ，k 0,1,2,
由定理11.5.1得 E 1.05)。0s1。-0s(05) 1+kk (k+1) e-05 2 (e-1)=21 0.5 n √e 例1.5.5设随机变量ξ的概率密度为 0. p(x) 求n=e25的数学期望En。 解由定理11.5.1得 En=E(e-25)=e-2p(x)dx 三.方差和标准差 在实际问题中,仅凭随机变量的数学期望(或平均值)常常并不能完全解决 问题,还要考察随机变量的取值与其数学期望的之间的离散程度。例如,考察两 个射击运动员的水平,自然会看他们的平均成绩,平均成绩好的,当然水平高些。 但如果两个运动员的平均成绩相差无几,就要进一步看他们的成绩稳定性,即各 次射击成绩与平均成绩的离散程度,离散程度越小,成绩越稳定。抽象地说就是 对于一个随机变量ξ,我们不但要考察其数学期望E5,还要考察-EE。我们 称ξ-Eξ为随机变量ξ的离差。显然,离差的数学期望为0,即E(-E5)=0。 因此,考虑离差的数学期望不能解决任何问题。我们自然会想到,这是由于 2-E的符号变化造成的。为了消除符号变化的影响,若使用E5-Eξ|,却带 来不便于计算的困难,因此在实际应用中常使用的是E(5-E)2,它易计算、实 用且有效。 定义11.5.3设是随机变量,若E(-E)2存在,则称它为5的方差,记 为D5 D5=E(5-E5) 显然D2≥0。由定理11.5.1可知,关于方差有以下的计算公式 (1)若ξ是离散型随机变量,其分布律为P(5=x)=P(i=1,2,…),则 D5=∑(x-E)p (2)若ξ是连续型随机变量,其概率密度为Q(x),则 D5=「(x-EB)2o(x)dt。 注意在实际应用中,DE与随机变量的量纲并不一致,为了保持量纲的一致 性,常考虑D的算术平方根,它称为5的均方差或标准差,记为a:或a,即
由定理 11.5.1 得 . 1 ( 1) 2 1 2 1 ! (0.5) 0.5 1 ( 1)! (0.5) 0.5 1 ! (0.5) 1 1 1 1 0.5 0 0.5 0 1 0.5 0.5 0 e e n e e k e e k k E E n n k k k k 例 11.5.5 设随机变量 的概率密度为 0, 0. , 0, ( ) x e x x x 求 2 e 的数学期望 E 。 解 由定理 11.5.1 得 E E e e x dx x ( ) ( ) 2 2 3 1 0 3 0 2 e e dx e dx x x x 。 三．方差和标准差 在实际问题中，仅凭随机变量的数学期望（或平均值）常常并不能完全解决 问题，还要考察随机变量的取值与其数学期望的之间的离散程度。例如，考察两 个射击运动员的水平，自然会看他们的平均成绩，平均成绩好的，当然水平高些。 但如果两个运动员的平均成绩相差无几，就要进一步看他们的成绩稳定性，即各 次射击成绩与平均成绩的离散程度，离散程度越小，成绩越稳定。抽象地说就是， 对于一个随机变量 ，我们不但要考察其数学期望 E ，还要考察 E 。我们 称 E 为随机变量 的离差。显然，离差的数学期望为 0，即 E( E) 0。 因此，考虑离差的数学期望不能解决任何问题。我们自然会想到，这是由于 E 的符号变化造成的。为了消除符号变化的影响，若使用 E | E | ，却带 来不便于计算的困难，因此在实际应用中常使用的是 2 E( E) ，它易计算、实 用且有效。 定义 11.5.3 设 是随机变量，若 2 E( E) 存在，则称它为 的方差，记 为 D 。即 2 D E( E) 。 显然 D 0 。由定理 11.5.1 可知，关于方差有以下的计算公式： （1）若 是离散型随机变量，其分布律为 i pi P( x ) （ i 1,2, ），则 i i D xi E p 1 2 ( ) 。 （2）若 是连续型随机变量，其概率密度为 (x) ，则 D x E x dx ( ) ( ) 2 。 注意在实际应用中， D 与随机变量 的量纲并不一致，为了保持量纲的一致 性，常考虑 D 的算术平方根，它称为 的均方差或标准差，记为 或 ，即 D
均方差的量纲与随机变量ξ的量纲是一致的。 可以证明随机变量的方差如下性质(假设以下涉及到的方差均存在) (1)设c是常数,则D(c)=0;反之,若随机变量ξ满足D5=0,则 P(5=E5)=1。 (2)设是随机变量,k是常数,则D(k)=k2D() (3)设ξ是随机变量,c是常数,则D(+c)=D(2)。 4)若和n为相互独立的随机变量,则D(5+m)=DE+Dn 因此,用归纳法可以得出,若随机变量51,2…,5n相互独立,则 注意,若和n为相互独立的随机变量时,它们的差的方差为 D(-m)=D+(-1)]=D2+DI(-1)]=D5+(-1)2Dn=DF+Dn。 在实际计算方差时,常常用到下面的公式: D2=E(2)-(E5)2。 事实上, D=E(-E)2=E(2-2E5+(E)2) =E(22)-2E5·E5+(E5)2=E(2)-(E)2。 例11.5.6设随机变量ξ服从参数为1的指数分布,随机变量 1,51)=1-P(≤1)=1-(1-e-)=e-。 于是 En=(-1)×P(7=-1)+0×P(=0)+1×P(=1)=2e1-1。 又因为 E(n2)=(-1)2xP(n=-1)+02×P(n=0)+12×P(n=1)=1, 所以 Dn=E(n2)-(Em)2=1-(2e-1-1)2=4(e-1-e-2)。 例11.5.7设随机变量ξ服从 22|上的均匀分布,函数 f(x) ∫mx,x>0
均方差的量纲与随机变量 的量纲是一致的。 可以证明随机变量的方差如下性质（假设以下涉及到的方差均存在）： (1) 设 c 是常数，则 D(c) 0 ；反之，若随机变量 满足 D 0 ，则 P( E) 1。 (2) 设 是随机变量， k 是常数，则 ( ) ( ) 2 D k k D 。 (3) 设 是随机变量， c 是常数，则 D( c) D()。 (4) 若 和 为相互独立的随机变量，则 D( ) D D 。 因此，用归纳法可以得出，若随机变量 n , , , 1 2 相互独立，则 n i i n i D i D 1 1 。 注意，若 和 为相互独立的随机变量时，它们的差的方差为 D D D D D D D D 2 ( ) [ ( 1) ] [( 1) ] ( 1) 。 在实际计算方差时，常常用到下面的公式： 2 2 D E( ) (E) 。 事实上， ( ) ( 2 ( ) ) 2 2 2 D E E E E E 2 2 2 2 E( ) 2E E (E) E( ) (E) 。 例 11.5.6 设随机变量 服从参数为 1 的指数分布，随机变量 1, 1, 0, 1, 1, 1, 求 E 和 D 。 解 因为 服从参数为 1 的指数分布，则 的概率密度为 0, 0. , 0, ( ) x e x x x 所以 1 1 0 ( 1) ( 1) 1 P P e dx e x ， P( 0) P( 1) 0 1 1 ( 1) ( 1) 1 ( 1) 1 (1 ) P P P e e 。 于是 ( 1) ( 1) 0 ( 0) 1 ( 1) 2 1 1 E P P P e 。 又因为 ( ) ( 1) ( 1) 0 ( 0) 1 ( 1) 1 2 2 2 2 E P P P ， 所以 ( ) ( ) 1 (2 1) 4( ) 2 2 1 2 1 2 D E E e e e 。 例 11.5.7 设随机变量 服从 2 1 , 2 1 上的均匀分布，函数 0, 0. ln , 0, ( ) x x x f x
求n=f(2)的数学期望与方差 解由于服从-11上的均匀分布,所以其概率密度为 0,其他 因此 En=El(5]=f(x)o(x)dx ;nxdx=(xmx)-∫ n2) 以及 E(n2)=BL/()=厂2(x)(xx =(nx)a=xmx312-21hnx=(m2)2+m2+1 因此 Dn=E(n)-(Em)2=(n2) 四.几种常见分布的数学期望和方差。 (一)0-1分布 设随机变量ξ服从0-1分布,且概率函数为 P(5=k)=p(1-p)-,k=0, 由定义 E=0×(1-p)+1xp=P 且由定理11.5.1知 E(52)=032×(1-p)+12xp=p。 于是 0=E()-(E5)=P-p2=p(1-P 这说明,若ξ服从参数p的01分布,则E=p,DF=p(1-p)。 (二)二项分布 设随机变量服从参数为n,p的二项分布,即~B(n,p)。 首先说明服从二项分布的随机变量ξ可以看作是n个相互独立的0-1分布 的随机变量的和。事实上,设在某个试验中事件A发生或着不发生,且A发生的 概率为p,将这个实验独立地重复n次,构成一个n重 Bernoulli试验。随机变量 就可以看作这个n重 Berno试验中事件A出现的次数,因此它服从二项分布 B(np)。设随机变量5(i=1,2…n)为 ss1第次试验A发生 0,第次试验A不发生 则服从参数p的0-1分布,且5,52…,5相互独立。因此5=∑5,即是n 个相互独立的0-1分布的随机变量的和
求 f () 的数学期望与方差。 解 由于 服从 2 1 , 2 1 上的均匀分布，所以其概率密度为 0, . , 2 1 2 1 1, ( ) 其他 x x 因此 (1 ln 2). 2 1 ln ln 1 [ ( )] ( ) ( ) 2 1 2 1 0 2 1 0 0 xdx x x dx E E f f x x dx 以及 (ln 2) ln 2 1. 2 1 (ln ) [ (ln ) ] 2 ln ( ) [ ( )] ( ) ( ) 2 0 2 1 0 2 0 2 2 2 2 2 1 2 1 x dx x x xdx E E f f x x dx 因此 4 3 ln 2 2 1 (ln 2) 4 1 ( ) ( ) 2 2 2 D E E 。 四．几种常见分布的数学期望和方差。 （一）0-1 分布 设随机变量 服从 0-1 分布，且概率函数为 k k P k p p 1 ( ) (1 ) ， k 0, 1。 由定义 E 0(1 p) 1 p p 。 且由定理 11.5.1 知 E p p p 2 2 2 ( ) 0 (1 ) 1 。 于是 ( ) ( ) (1 ) 2 2 2 D E E p p p p 。 这说明，若 服从参数 p 的 0-1 分布，则 E p ， D p(1 p)。 （二）二项分布 设随机变量 服从参数为 n, p 的二项分布，即 ~ B(n, p) 。 首先说明服从二项分布的随机变量 可以看作是 n 个相互独立的 0 1 分布 的随机变量的和。事实上，设在某个试验中事件 A 发生或着不发生，且 A 发生的 概率为 p ，将这个实验独立地重复 n 次，构成一个 n 重 Bernoulli 试验。随机变量 就可以看作这个 n 重 Bernoulli 试验中事件 A 出现的次数，因此它服从二项分布 B(n, p) 。设随机变量 i （ i 1,2, ,n ）为 0, , 1, , 第 次试验 不发生 第 次试验 发生 i A i A i 则 i 服从参数 p 的 0 1 分布，且 n , , , 1 2 相互独立。因此 n i i 1 ，即 是 n 个相互独立的 0 1 分布的随机变量的和
于是 5=∑E=∑p 由于51(l=12…,n)相互独立,所以 D5=D∑5=∑D51=∑p(1-p)=m(1-p) 这说明,若5~B(n,p),则E=四,DF=mp(1-p) (三) Poisson分布 设随机变量ξ服从参数为λ的 Poisson分布,即5~P(4),则的概率函数是 2 P(=k) k=0,1,2 由定义得 E5=∑k Aee=。 (k-1) 且由定理11.5.1得 E(2)=∑k2 (k-1)k xc+∑kR 因此 E(2)-(E2)2=2+2-2=A。 这说明,若ξ~P(A),则EF=λ,D5=2 (四)均匀分布 设随机变量服从区间[a,b上的均匀分布,即5~Ua,b],则ξ的概率密度 0(x)=b a≤x≤b, 其他 由定义 E5=xx-x=口+b 因为 x (r)ar= 6-odr=4+ab+b2 所以 D5=E(2)-(E)2=a t6+b 这说明,若5~L1ab,则EE=2+b,DE=二2) (五)指数分布 设随机变量ξ服从参数为λ的指数分布,即5~E(4),则的概率密度为
于是 E E E p np n i n i i n i i 1 1 1 。 由于 i （ i 1,2, ,n ）相互独立，所以 D n i i n i D i D 1 1 (1 ) (1 ) 1 p p np p n i 。 这说明，若 ~ B(n, p) ，则 E np， D np(1 p) 。 （三） Poisson 分布 设随机变量 服从参数为 的 Poisson 分布，即 ~ P() ，则 的概率函数是 e k P k k ! ( ) ， k 0,1,2, 。 由定义得 1 1 0 ! ( 1)! k k k k k e e k E k e e n e n n 0 ! 。 且由定理 11.5.1 得 0 2 1 2 2 ! ! ( 1) ! ( ) k k k k k k e k e k k e k k k E k 2 2 2 2 ( 2)! k k k e 。 因此 2 2 D E( ) (E) 2 2 。 这说明，若 ~ P() ，则 E ， D 。 （四）均匀分布 设随机变量 服从区间 [a,b] 上的均匀分布，即 ~ U[a, b] ，则 的概率密度 为 0, . , , 1 ( ) 其他 a x b b a x 由定义 2 1 ( ) a b dx b a E x x dx x b a 。 因为 3 1 ( ) ( ) 2 2 2 2 2 a ab b dx b a E x x dx x b a ， 所以 12 ( ) 3 2 ( ) ( ) 2 2 2 2 2 2 a ab b a b b a D E E 。 这说明，若 ~ U[a, b] ，则 2 a b E ， 12 ( ) 2 b a D 。 （五）指数分布 设随机变量 服从参数为 的指数分布，即 ~ E() ，则 的概率密度为
0 x≤0. 由定义 ES=xp(x)dx x 因为 E(52)=xp(x)dx=o 2x'e dr “+2fx*k=2xh=2 所以 DE=E(E)-()= 2 2(元 这说明,若5~E(4),则E5=,DF= (六)正态分布 设随机变量ξ服从参数μ,σ2的正态分布,即5~N(4,a2),则的概率密 度为 P( x)= 由定义 dx (令t=x-2 dt+u 且 D5=E(5-E)= (x-ur'e -r2 r-u (x-)2/+a (x-)e 这说明,若5~N(A,a2),则EE=u,DE=a
0, 0. , 0, ( ) x e x x x 由定义 0 E x (x)dx xe dx x 1 0 0 xe e dx x x 。 因为 . 2 2 2 ( ) ( ) 2 0 0 0 2 0 2 2 2 x e xe dx xe dx E x x dx x e dx x x x x 所以 2 2 2 2 2 2 1 1 ( ) ( ) D E E 。 这说明，若 ~ E() ，则 1 E ， 2 1 D 。 （六）正态分布 设随机变量 服从参数 ， 2 的正态分布，即 ~ ( , ) 2 N ，则 的概率密 度为 2 2 2 ( ) 2 1 ( ) x x e ， 由定义 e dx x E x 2 2 2 ( ) 2 （令 x t ） e dt t t 2 2 2 e dt t t 2 2 2 e dt t 2 2 2 1 e dt t 2 2 2 1 。 且 D E E x e dx x 2 2 2 ( ) 2 2 ( ) 2 1 ( ) 2 2 2 ( ) 2 ( ) 2 x x de x e e dx x x 2 2 2 2 2 ( ) 2 2 ( ) 2 2 ( ) 2 2 2 0 。 这说明，若 ~ ( , ) 2 N ，则 E ， 2 D
例1158设随机变量5,n相互独立,且都服从正态分布N0.,求随 机变量|2-m|的数学期望和方差。 解由已知 E5=En=0,D5=D1=2 令5=5-n,则由ξ,m的相互独立性知, E=E(2-m)=E5-En=0,D2=D(2-n)=D2+Dn=1, 且由定理11.4.3知,z服从正态分布N(0,1)。 因此 E|5-n=E|51x1=e2d o xe=dx=6J 因为 E(5-n1)=E(2)=D+(E2)2=1, 所以 D|-n=E(2-m|2)-(E|-mD2=1 2 五.协方差与相关系数 在引入这些数字特征之前,我们先介绍关于二维随机变量的函数的数学期望 的计算方法 定理11.5.2设(ξ,)是二维随机变量,∫是二元连续函数 (1)若(,)是离散型随机变量,其分布为P(5=x,n=y)=P (j=12…),则当∑|(x1,y)|P收敛时,随机变量5=f(5,m)的数学期望存 在,且 E5=E(,m)=∑f(x,y)P (2)若(ξ,η)是连续型随机变量,其联合概率密度为φ(x,y),则当 ∫(x,y)|o(x, yard收敛时,随机变量=f(5,m)的数学期望存在,且 E5=(m=二二f(x,yxyd 此定理的证明从略。 例119设D={(x,y)0<x<20<y<},二元连续型随机变量(5m)的 联合概率密度为 p(x, y) ∫2x,(x,y)∈D 0,其他 求E(57)
例 11.5.8 设随机变量 ， 相互独立，且都服从正态分布 2 1 N 0, ，求随 机变量 | | 的数学期望和方差。 解 由已知 E E 0， 2 1 D D 。 令 ，则由 ， 的相互独立性知， E E( ) E E 0， D D( ) D D 1， 且由定理 11.4.3 知， 服从正态分布 N(0, 1)。 因此 . 2 2 2 2 2 2 2 1 | | | | | | 0 2 2 0 2 2 2 2 2 x xe dx e d E E x e dx x x x 因为 (| | ) ( ) ( ) 1 2 2 2 E E D E ， 所以 2 | | (| | ) ( | |) 1 2 2 D E E 。 五．协方差与相关系数 在引入这些数字特征之前，我们先介绍关于二维随机变量的函数的数学期望 的计算方法。 定理 11.5.2 设 (,) 是二维随机变量， f 是二元连续函数。 （ 1 ） 若 (,) 是离散型随机变量，其分布为 i j pij P( x , y ) (i, j 1,2, ) ，则当 , 1 | ( , ) | i j i j pij f x y 收敛时，随机变量 f (,) 的数学期望存 在，且 , 1 ( , ) ( , ) i j i j pij E Ef f x y ； （2）若 (,) 是连续型随机变量，其联合概率密度为 (x, y) ，则当 | f (x, y) |(x, y)dxdy 收敛时，随机变量 f (,) 的数学期望存在，且 E Ef (,) f (x, y)(x, y)dxdy 。 此定理的证明从略。 例 11.5.9 设 2 ( , ) | 0 2, 0 x D x y x y ，二元连续型随机变量 (,) 的 联合概率密度为 0 . 2 ( , ) , ( , ) ， 其他 xy， x y D x y 求 E()
