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若X1,...,Xn相互独立且都服从标准正态分布,则Xi^2～(X(1))^2,∑Xi^2~(X(n))^2” 中的结论部分是什么意思紧急求助!哪位大侠能告诉我：“若X1,X2,...,Xn相互独立且都服从标准正态分布,则Xi^2～(X(1))^2,∑Xi^2~(X(n))^2” 中的结论部分是什么意思?这种表达看不懂.（李永乐复习全书数学3正态分布注释4）多谢多谢!
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Xi^2～(X(1))^2,∑Xi^2~(X(n))^2的意思是：Xi^2服从自由度为1的卡方分布∑Xi^2服从自由度为n的卡方分布
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扫描下载二维码1.假设x是正态分布,样本平均值是8(sample mean)和方差是2(variance).什么是概率x大于0但小于8
1.假设x是正态分布,样本平均值是8(sample mean)和方差是2(variance).什么是概率x大于0但小于8?
0 再问： -8/√2 的z数值是0.5 0/√2的数值也是0.5 这道题就做不出来的. 再答： -8/√2 的z数值是0./√2的数值也是0.5 这道题就做不出来的 概率就是这两个数相减，约等于0.5
与《1.假设x是正态分布,样本平均值是8(sample mean)和方差是2(variance).什么是概率x大于0但小于8》相关的作业问题
(x-52)*36^0.5/6.N（0,1）而50.8
1)题目好像没写清楚.2)无偏估计量
x 服从均值为0的正态分布.设x的标准差为a,则x的密度函数 g(t) = (2PIa^2)^(-1/2)exp{-t^2/(2a^2)}E|x| = S_{-无穷->+无穷}|t|g(t)dt= 2S_{0->+无穷}tg(t)dt= S_{0->+无穷}g(t)d(t^2)= (-2a^2)S_{0->+无穷}g(
均匀带电球面所产生的电场可用点电荷的场强公式.设地球表面所带的总电量为q,地球半径为R,则地球表面积为S=4丌r^2.E=kq/R^2=4丌kq/(4丌R^2)=4丌kq/S地球表面附近每平方米所带电荷量为q/S=E/(4丌k)=30/(4*3.14*9*10^9)=2.654*10^-10 C/m^2
直接代公式n=1.96*1.96*6*6/(2*2).
这个用卡方分布算,n次卡方差是知道的,就可以求出来了,其实你也可以直接算,将其展开,用最原始的方法算,E（X^2)-E(x)^2,算,这题我做08年试卷,就是硬算的,可以做的,但是做的时候要小心 查看原帖
你理解得基本正确,但书上也没说错.注意这里说的“一个样本”换句话说就是“任意一组n个数据”.那么对于任意的这样一组数（一个样本）,你能算出个平均值（X的一个可能取值）,那这个所谓的X不就是个随机变量了么?所以有书中给的性质.
估计σ^2好像只用s^2和n就好了,首先构造统计量（n-1)*s^2/σ^2~x^2(n-1),得到双侧置信区间为[(n-1)s^2/x^2(1-a/2)(n-1),(n-1)s^2/x^2(a/2)(n-1)] a=0.05; 下侧分位数；最后带入数据[9.3]
书本p147一模一样的
可认为地球表面所带电荷集中在地球球心，因此地球可视为一个点电荷，则由点电荷产生的场强的计算公式有：E=kQr2&&…①地球的表面积为：S=4πr2…②地球表面附近每平方米所带的负电荷量为：q=QS&&…③联立①②③得：q=E4πk=304×3.14×9×109C=2.7×10-1
应该还是120啊,总体方差120,那么样本方差也是120呀,期望也就是平均也是120.
这是一个概率上的中心极限定理问题,400台每台发生概率为0.02,就服从二项分布b（400,0.02）,在n很大（这里是400）时,二项分布就近似服从正态分布了,那么故障数大于2的概率p(X>2)=p( (X-400*0.02)/(400*0.02*(1-0.02))^(1/2)>(2-400*0.02)/(400*0
样本均值恰好等于总体均值的机会很少一般情况下样本均值与总体均值之间会有些差异,样本只是总体的一部分,不可能完全相等.样本取自总体,所以可以反映其特征,平均值也会比较接近.
不用求联合密度,要学会利用条件期望,关键就是求E[XY}E[XY] = E [XY| |x|a>)=E[X^2 | |x|a)然后就是积分了,利用分部积分,最后能用φ(x)表示出结果
n=8,你要算公式的话直接把n=8,而i=1,2,3,4,5,6,7,8,∑的意思就是把i取取每一个值带进x中去求和,也就是x1+x2+x3+x4+x5+x6+x7+x8所以分子就是10+16+18+20+27+15+14+8 而分母就是n=8 所以平均值就是（x1+x2+x3+x4+x5+x6+x7+x8）/n=16
(x拔-2)/ 1/4 服从标准正态,所以是2
样本均值恰好等于母体（总体）均值的机会很少一般情况下样本均值与母体（总体）均值之间会有些差异,样本只是母体（总体）的一部分,不可能完全相等.样本取自母体（总体）,所以可以反映其特征,平均值也会比较接近.随机取有代表性的个体叫样本母体是总数,因较多所以取部分样本来对母体也就是全体就行研究设1为来自总体X的简单随机样本,则( )是关于X的最有效的无偏 估计量.
(X1,X2,X3,X4,X5,X6)为来自总体X的简单随机样本所以(X1+X1+X3)~N(0,3)(X4+X5+X6)~N(0,3)所以而1/√3(X1+X1+X3)~N(0,1);1/√3(X4+X5+X6)~N(0,1)则[1/√3(X1+X1+X3)]^2+[1/√3(X4+X5+X6)]^2~X^2(2)也
大数定律：一组相互独立且具有有限期望与方差的随机变量X1，X2，…，Xn，当方差一致有界时，其算术平均值依概率收敛于其数学期望的算术平均值．这里X21，X22，…，X2n满足大数定律的条件，且EX2i＝DXi+(EXi)2=14+(12)2＝12，因此根据大数定律有Yn＝1nni＝1X2i依概率收敛于1nni＝1EX2
样本均值的期望等于总体期望,此题中为np 样本方差的期望等于总体方差,此题为np（1-p）所以t的期望等于np-np（1-p） np(1-p)
首先Xi/2～N(0,1)然后(X1^2+...+X10^2)/4～χ(10),而(X11^2+...+X15^2)/4～χ(5),按照F分布的定义就有Y=(X1^2+...+X10^2)/2(X11^2+...+X15^2)～F(10,5),
首先有结论：当诸Xi相互独立时,Var(∑Xi)=∑Var(Xi),证明的话用协方差 Var(∑Xi)=Cov（∑Xi,∑Xi）=∑Cov（Xi,Xj）=∑Var(Xi） 然后可得到：Var(1/n·∑Xi) =Cov（1/n·∑Xi,1/n·∑Xi） =1/n^2Cov（∑Xi,∑Xi） =1/n^2∑Var(Xi)
因为∑_(i=7)^9（Xi-Y2）=0即三项不是自由变化的,有一约束条件,故自由度为3-1=2有几个未知数,满足几个限制条件（比如等式,不等式）这就是约束条件啥请问方程x_1+x_2+x_3=0解空间维数是多少
证明：设X～N（μ，σ2），则有E（Y1）=E（Y2）=μ，D（Y1）=σ26，D（Y2）=σ23．由于Y1与Y2相互独立，&&& 因此有E（Y1-Y2）=0，D（Y1-Y2）=σ22，所以Y1-Y2～N（0，σ22），&& 从而U=Y1-Y2σ2～N（0，1），又由正
(X1,…,Xn)是个随机向量,B(n,p)是一个随机变量的分布,二者维数不同.应该是X=X1 … Xn~B(n,p)就对了,前提是诸Xi彼此独立.可以直接求X的
比如你研究一群鸭子(不要问我为什么是鸭子)总体就是所有鸭子嘛,要研究其中一只,这只就是个体 再答： 样本是一小部分鸭子 再答： 简单随机样本是随便抽到的一小部分鸭子，嗯，就是这样！
自由度肯定是2,就是可以转化成两个标准正太分布的平方之和,a,b都是来让后边的两个分布都等于标准正太分布的. 再问： 我自己已经做出来了，不过分还是给你好了……
因为.X与S2分别为总体均值与方差的无偏估计，且二项分布的期望为np，方差为np（1-p），故E（.X）=np，E（S2）=np（1-p）．从而，由期望的性质可得，E（T）=E（.X）-E（S2）=np-np（1-p）=np2．故答案为：np2．
yw同学看错数字了,总体方差是9的平方=81点估计：u=x=100置信区间：（x±μα/2×σ/根号n）=（100±1.96×9/4=（95.59,104.41）
X'~N(a,4/9)p{|X'-a|a=1.
6. 再问： 具体步骤有没有 再答： 样本均值就等于总体均值
X 服从正态分布N (μ,4/n)X-μ服从正态分布N (0,4/n)E|X-μ|=4/√(2πn）=254.n至少是255解毕
该样本遵从二项分布,则可先写出其分布律,然后将n个这样分布律联乘,之后这个连乘的函数取对数,再对取完对数后得到的函数对变量p求导,并令其等于零,得到的p就是其最大似然估计量,如果取完对数后得到的函数对变量p求导的结果不存在,则p的最大似然估计量就在你给定的区间的边界点或是驻点上,这个比较好求. 再问： 就是不知道二项分
这题就是把N从常量整数变成变量,如果是常量整数,Y服从正态分布,变成变量整数其实也服从正态分布,但此时E(Y)跟D(Y)就变了.但是也很好求,只是比较麻烦.E(X)=λ,D(X)=ε平方,E(N)=1/p,D(N)=1/3P平方.Y可以写作N*X.这样总会了吧 再问： 可能是题目输入有问题，Y是N个Xj的累加 再答：
这奢侈的的情就像一个你的还是天空是真实的是什么你的时间的潮水天空映记着你的彷徨为·的道一么的一什花已失中的中色
参考例题：设X1,X2,X3是来自正态总体N(75,100)的样本,求P{(60扫二维码下载作业帮
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设总体X~N(0,1),X1,X2,X3是来自X的样本,x为样本均值,则X3-x~___分布
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x=1/3(X1+X2+X3)X3-x=X3-1/3(X1+X2+X3)=-1/3X1-1/3X2+2/3X3所以E(X3-x)=-1/3EX1-1/3EX2+2/3EX3=0Var(X3-x)=1/9Var(X1)+1/9Var(X2)+4/9Var(X3)=1/9+1/9+4/9=2/3所以X3-x~N(0,2/3)
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