概率论与数理统计—分布(随机变量)

“0-1”分布

两点分布、伯努利分布

E ( X ) = p E(X)=p E(X)=p

D ( X ) = p ( 1 − p ) D(X)=p(1-p) D(X)=p(1p)

二项分布

n n n重伯努利实验

X ∼ B ( n , p ) X\sim B(n,p) XB(n,p)

P ( X = k ) = C n k p k q n − k P(X=k)=C_n^kp^kq^{n-k} P(X=k)=Cnkpkqnk

E ( X ) = n p E(X)=np E(X)=np

D ( X ) = n p ( 1 − p ) D(X)=np(1-p) D(X)=np(1p)

超几何分布

n为次数,M为目标个数,N为总体个数: N = ( M ) + ( N − M ) N=(M)+(N-M) N=(M)+(NM)

X ∼ H ( n , M , N ) X\sim H(n,M,N) XH(n,M,N)

P ( X = m ) = C M m C N − M n − m C N n P(X=m)=\frac{C_M^mC_{N-M}^{n-m}}{C_N^n} P(X=m)=CNnCMmCNMnm

E ( X ) = n M N E(X)=\frac{nM}{N} E(X)=NnM

D ( X ) = ? D(X)=? D(X)=?

N − > ∞ N->\infty N>时, X ∼ B ( n , M N ) X\sim B(n,\frac{M}{N}) XB(n,NM)

泊松Poisson分布

X ∼ P ( λ ) X\sim P(\lambda) XP(λ)

P ( X = k ) = P λ ( k ) = λ k k ! e − λ P(X=k)=P_\lambda(k)=\frac{\lambda^k}{k!}e^{-\lambda} P(X=k)=Pλ(k)=k!λkeλ

E ( X ) = D ( X ) = λ E(X)=D(X)=\lambda E(X)=D(X)=λ

n很大、p很小、np值不太大, C n k p k q n − k ≈ λ k k ! e − λ       ( λ = n p ) C_n^kp^kq^{n-k}\approx\frac{\lambda^k}{k!}e^{-\lambda}\ \ \ \ \ (\lambda=np) Cnkpkqnkk!λkeλ     (λ=np)

几何分布

P ∼ G ( p ) P\sim G(p) PG(p)

P ( X = k ) = ( 1 − p ) k − 1 p = q k − 1 p P(X=k)=(1-p)^{k-1}p=q^{k-1}p P(X=k)=(1p)k1p=qk1p

E ( X ) = 1 − p p E(X)=\frac{1-p}{p} E(X)=p1p

D ( X ) = 1 − p p 2 D(X)=\frac{1-p}{p^2} D(X)=p21p


均匀分布

X ∼ U ( a , b ) X\sim U(a,b) XU(a,b)

E ( X ) = a + b 2 E(X)=\frac{a+b}{2} E(X)=2a+b

D ( X ) = ( b − a ) 2 12 D(X)=\frac{(b-a)^2}{12} D(X)=12(ba)2
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指数分布

X ∼ E ( λ ) X\sim E(\lambda) XE(λ)

E ( X ) = 1 λ E(X)=\frac{1}{\lambda} E(X)=λ1

D ( X ) = 1 λ 2 D(X)=\frac{1}{\lambda^2} D(X)=λ21
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对任意 s > 0 , t > 0 s>0,t>0 s>0,t>0,有: P ( X > s + t ∣ X > s ) = P ( X > s + t ) P ( X > s ) = e − λ ( s + t ) e − λ s = P ( X > t ) P(X>s+t|X>s)=\frac{P(X>s+t)}{P(X>s)}=\frac{e^{-\lambda(s+t)}}{e^{-\lambda s} }=P(X>t) P(X>s+tX>s)=P(X>s)P(X>s+t)=eλseλ(s+t)=P(X>t)

如果用 X X X代表寿命,上式表明在已存活 s s s年的情况下,再存活 t t t年的概率只与 t t t有关。这种性质称为无后效性。实际中,随即服务系统的等候时间、电子元件的寿命都服从指数分布,指数分布在可靠性理论、排队理论应用广泛

正态分布

X ∼ N ( μ , σ 2 ) X\sim N(\mu,\sigma^2) XN(μ,σ2)

Φ ( − x ) = 1 − Φ ( x ) \Phi(-x)=1-\Phi(x) Φ(x)=1Φ(x)

Y = X − u σ ∼ N ( 0 , 1 ) Y=\frac{X-u}{\sigma}\sim N(0,1) Y=σXuN(0,1)

F ( x ) = Φ ( x − u σ ) F(x)=\Phi(\frac{x-u}{\sigma}) F(x)=Φ(σxu)

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