多维随机变量
联合分布函数 P36
计算
P(a<X≤b,c<Y≤d)=F(b,d)+F(a,c)−F(b,c)−F(a,d)
- 注意, 不是导数关系
F(x,∞)=FX(x)F(∞,y)=FY(y)
性质
- 非负性
0≤F(x,y)≤1
- 单调递增 对于X与Y分别单调递增
- 右连续 有等号的地方没有等号, 没有等号的地方有等号时, 取负极限
P(−∞,y)=P(x,−∞)=0,P(+∞,+∞)=1
P(a<X≤b,c<Y≤d)=F(b,d)+F(a,c)−F(b,c)−F(a,d)>0
联合密度函数 P39
性质
F(∞,∞)=∫−∞∞∫−∞∞f(x,y)dxdy=1
f(x,y)=∂x∂y∂2F(x,y)
fx(x)=∫−∞∞f(x,y)dy
fy(y)=∫−∞∞f(x,y)dx
通过积分消去 x/y. 对于广义积, 分化为以 x/y 的分段函数再积分.
注意两者不是导数关系
连续型联合分布函数
均匀分布
f(x,y)={S10,(x,y)∈S,,其余
二维正态分布
(X,Y)∼N(μ1,μ2,σ12,σ22,ρ)
- μ1,μ2 X与Y的平均值
- σ12,σ22 X与Y的方差
- ρ X与Y的相关系数
性质
- X∼N(μ1,σ12) ; Y∼N(μ2,σ22)
- C1X+C2Y∼一维正态分布
- X,Y独立⟺ρ=0 (仅有二维正态分布有此性质)
- 在 X=x 条件下(P43),
Y∣X=x∼N(μ2+ρσ1σ2(x−μ1),(1−ρ2)σ22)
公式中新期望的记忆方法
DYY−EY=ρDXX−EX
条件分布
记 P(X≤x∣Y=y)=F(x∣y)
连续型随机变量 P42
∵F(x∣y)=fY(y)dyF(x,y)−F(x,y−)=fY(y)∂y∂F(x,y)
∴f(x∣y)=fY(y)f(x,y)
离散型随机变量
P(X+Y<a∣Y=b)=P(Y=b)P(X+b<a)
独立性
X,Y独立⟺f(x,y)=fx(x)fy(y)⟺F(x,y)=FX(x)FY(y)
技巧 X,Y 独立, 求 P(G(X,Y)<0) 可以化为(注意分情况, 负正得负, 负负得正)
P(G(X,Y)<0)=P(f1(X)f2(Y)<0)=P(f1(X)<0)P(f2(Y)>0)+P(f1(X)>0)P(f2(Y)<0)
多维随机变量函数 P45
连续型
加法
Z=aX+bY
fz(z)=∫−∞∞∣b∣1f(x,bz−ax)dx
- 用 z,x 表示 y 带入
- 对 x 积分, 消去 x
- 除以 z 的系数的绝对值
乘法
Z=XY
fz(z)=∫−∞∞∣x∣1f(x,xz)dx
除法
Z=XY
fz(z)=∫−∞∞∣x∣f(x,zx)dx
最大值
设 X1,X2,...,Xn 相互独立
Z=max{X1,X2,...,Xn}
P(Z≤z)=P(max{X1,X2,...,Xn}≤z)
即大于所有 Xn
P(Z≤z)=P(X1≤z)P(X2≤z)...P(Xn≤z)
∴F(z)=FX1(z)FX2(z)...FXn(z)
最小值
设 X1,X2,...,Xn 相互独立
Z=min{X1,X2,...,Xn}
P(Z>z)=P(min{X1,X2,...,Xn}>z)
即小于所有 Xn
P(Z>z)=P(X1>z)P(X2>z)...P(Xn>z)
P(Z≤z)=1−P(Z>z)=1−(1−P(X1≤z))(1−P(X2≤z))...(1−P(Xn≤z))
∴F(z)=1−(1−FX1(z))(1−FX2(z))...(1−FXn(z))
正态总体的样本
设 X1,X2,...,Xn 相互独立且 Xi∼N(μ,σ2)
i=1∑nCiXi∼N(μi=1∑nCi,σ2i=1∑nCi2)
- 即 Xi 的线性组合仍为正态分布, 参数为新的期望/方差
- 两个独立的不同的正态分布线性组合可以化为标准正态
分段
计算多位随机变量函数时, 要注意分段, 以 (X,Y)∼U(0≤X,Y≤1)Z=X+Y 为例
- 通过 X, Y 得出 Z 的取值范围 (0≤Z≤2)
- 采用消去 Y 的方法, 得到 y=g(x,y) (y=z−x)
- 将Y带入取值范围, 得到两个关于X的不等式
{0≤x≤1z−1≤x≤z
- 通过移动Z的取值, 的到X的不同上下限(同时分段), 对X上下限积分, 得到fz(z)
含有离散型的多维随机变量函数 P47
- 消去离散型部分
- 合理分段(见书)