概率统计笔记

本文为 概率统计讲义 一书的笔记。

第一章 随机事件与概率

频率

$$频率=\frac{频数}{试验次数}$$

概率

定义：频率具有稳定性的事件叫作随机事件，频率的稳定值叫作该随机事件的概率。

随机事件 $A$ 在条件 $S$ 下发生的概率为 $p$，记作：

$$P(A)=p$$

等概完备事件组

定义：称一个事件组 $A_1, A_2, A_3, \cdots, A_n$ 为一个等概完备事件组，如果它具有下列三条性质：

1. 等可能性：$A_1, A_2, A_3, \cdots, A_n$ 发生的机会相同
2. 完备性：在人一次试验中，$A_1, A_2, A_3, \cdots, A_n$ 至少有一个发生（也就是所谓的“除此之外，不可能有别的结果”）
3. 互不相容性：在任一次试验中，$A_1, A_2, A_3, \cdots, A_n$ 至多有一个发生（也就是所谓“他们是互相排斥的”）

等概完备事件组又称等概基本事件组，其中的任意事件 $A_i(i=1,2,\cdots,n)$ 称为基本事件。

对于只满足条件 2、3 的事件组，称为完备事件组。

事件的运算

1. 必然事件表示为 $U$，不可能事件表示为 $V$。

2. 包含：如果事件 $A$ 发生，那么 $B$ 必发生，就称事件 $B$ 包含事件 $A$，记作

   $$A \subset B$$

3. 相等：如果事件 $A$ 包含事件 $B$，同时事件 $B$ 包含事件 $A$，那么就称事件 $A$ 与 $B$ 相等或等价，记作

   $$A=B$$

4. 并：事件“$A$ 或 $B$”称为事件 $A$ 与事件 $B$ 的并，记作

   $$A \cup B \quad 或 \quad A+B$$

5. 交：事件“$A$ 且 $B$”称为事件 $A$ 和事件 $B$ 的交，记作

   $$A \cap B \quad 或 \quad AB \quad 或 \quad A \cdot B$$

6. 对立事件：事件“非$A$”称为 $A$ 的对立事件，记作 $\overline{A}$，有

   $$A \cap \overline{A} = V$$

   $$A \cup \overline{A} = U$$

7. 事件的差：事件 $A$ 同 $B$ 的差表示 $A$ 发生而 $B$ 不发生的事件，记作 $A \backslash B$，由定义可知

   $$A \backslash B = A \cap \overline{B}$$

事件的互不相容性

如果事件 $A$ 与事件 $B$ 不能同时发生，即：

$$AB = V(不可能事件)$$

那么，称 $A$ 与 $B$ 是互不相容事件。

概率的加法公式

如果事件 $A$，$B$ 互不相容，则

$$P(A \cup B) = P(A) + P(B)$$

条件概率

如果 $A$，$B$ 是条件 $S$ 下的两个随机事件，$P(A) \neq 0$，则称在 $A$ 发生的前提下 $B$ 发生的概率为条件概率，记作 $P(B \mid A)$

概率的乘法公式

$$P(AB) = P(A) P(B \mid A)$$

进一步有

$$P(A) P(B \mid A) = P(B) P(A \mid B)$$

事件的独立性

事件 $A$ 的发生并不影响事件 $B$ 的发生，即：

$$P(B \mid A) = P(B)$$

称两个事件 $A$，$B$ 是相互独立的。此时有：

$$P(AB) = P(A) P(B)$$

全概公式

设事件组 $A_1, A_2, A_3, \cdots, A_n$ 为完备事件组，则对任意一个事件 $B$ 有：

$$P(B) = \sum_{i=1}^{n} P(B \mid A_i) P(A_i)$$

考虑 $n=2$ 时的简化情况，有：

$$P(B) = P(B \mid A) P(A) + P(B \mid \overline{A}) P(\overline{A})$$

逆概公式

设事件组 $A_1, A_2, A_3, \cdots, A_n$ 为完备事件组，则对任意一个事件 $B$ 有：

$$P(A_j \mid B) = \frac{P(B \mid A_j) P(A_j)}{\sum_{i=1}^{n} P(B \mid A_i) P(A_i)} \\; (j=1,\cdots,n)$$

逆概公式也称为贝叶斯公式，本质上是乘法公式与全概公式的结合，即：

$$P(A_j \mid B) = \frac{P(A_j B)}{P(B)} = \frac{P(B \mid A_j) P(A_j)}{\sum_{i=1}^{n} P(B \mid A_i) P(A_i)} \\; (j=1,\cdots,n)$$

独立试验序列概型

设每次射击打中目标的概率为 $p$，连续射击 $n$ 次，求恰好打中 $k$ 次的概率。

设单次试验中，事件 $A$ 发生的概率为 $p(0 \lt p \lt 1)$，则在 $n$ 次重复实验中：

$$P(A发生k次) = C_n^k p^k q^{n-k} \quad (q=1-p; k=0,1,2,\cdots,n)$$

第二章 随机变量与概率分布

随机变量

定义：对于条件组 $S$ 下的每一个可能结果 $\omega$ 都唯一的对应到一个实数值 $X(\omega)$，则称实值变量 $X(\omega)$ 为一个随机变量，简记为 $X$。

举个例子：设盒中有 5 个球，其中 2 个白球、3 个黑球，从中随便取 3 个球。则“抽得的白球数”$X$ 是一个随机变量。

随机变量分为离散型随机变量和连续型随机变量。

一、离散型随机变量

将随机变量 $X$ 的所有可能取值到其相应概率的映射称为 $X$ 的概率分布，记为：

$$p_k = P\\{X=x_k\\} \quad (k=1,2,\cdots)$$

常用的离散型随机变量的概率分布

1. 两点分布
   随机变量 $X$ 仅取两个值：0 或 1，即

   \begin{aligned} & P\\{X=1\\}=p \quad (0 \lt p \lt 1) \\\\ & P\\{X=0\\}=q \quad (q=1-p) \end{aligned}

2. 二项分布

   $$P\\{X=k\\} = C_n^k p^k q^{n-k} \quad (k=0,1,2,\cdots,n;\\; 0 \lt p \lt 1;\\;q=1-p)$$

   随机变量 $X$ 满足二项分布可简记为：$X \sim B(n,p)$

3. 泊松分布

   $$P\\{X=k\\} = \frac{\lambda^k}{k!} e^{-\lambda} \quad (k=0,1,2,\cdots,n)$$

   当 $\displaystyle \lim_{n \to \infty} np = \lambda$ 时，泊松分布等同于二项分布。

4. 超几何分布

   $$P\\{X=m\\} = \frac{C_M^m C_{N-M}^{n-m}}{C_N^n} \quad (m=0,1,2,\cdots,l;\\; 其中 l=\min(M,n))$$

   示例：设一堆同类产品共 $N$ 个，其中有 $M$ 个次品。现从中任取 $n$ 个（假定 $n \le N-M$），则这 $n$ 个样品中所含次品个数 $X$ 是一个离散型随机变量，其概率分布为超几何分布。

二、连续型随机变量

概率密度函数

定义：对于随机变量 $X$，如果存在非负可积函数 $p(x)(-\infty \lt x \lt \infty)$，使对任意的 $a,b(a \lt b)$ 都有：

$$P\\{a \lt X \lt b\\} = \int_a^b p(x) \mathrm{d}x$$

则称 $X$ 为连续性随机变量；称 $p(x)$ 为 $X$ 的概率密度函数，简称概率密度或密度。

与离散型随机变量类比：将离散型随机变量 $X$ 的离散值无限细分，则 $X$ 的概率分布将变为概率密度函数。

显然，概率密度函数满足以下两条性质：

1. 对任何实数 $a$，有

   $$P\\{X=a\\} = 0$$

2. 概率密度在整个实数轴上的积分为 1

   $$\int_{-\infty}^{\infty} p(x) \mathrm{d}x = 1$$

常见概率密度函数

1. 均匀分布
   如果随机变量 $X$ 的概率密度为

   $$p(x) = \begin{cases} \lambda \qquad 当 a \le x \le b \\\\ 0 \qquad 其他 \end{cases} \quad (a \lt b)$$

   则称 $X$ 服从 $[a,b]$ 区间上的均匀分布

2. 指数分布

   $$p(x) = \begin{cases} \lambda e^{-\lambda x} & 当 x \ge 0 \\\\ 0 & 当 x \lt 0 \end{cases} \quad (\lambda \gt 0)$$

3. 正态分布

   $$p(x) = \frac{1}{\sqrt{2 \pi} \sigma} e^{-\frac{1}{2 \sigma^2}(x-\mu)^2} \quad (-\infty \lt x \lt \infty,\\;\sigma \gt 0)$$

   变量 $X$ 服从正态分布 $N(\mu,\sigma^2)$ 可简记为 $X \sim N(\mu,\sigma^2)$。

   标准正态分布：参数 $\mu=0, \sigma=1$ 时的正态分布，即 $N(0,1)$。它的密度函数为

   $$p(x) = \frac{1}{\sqrt{2 \pi}} e^{-\frac{x^2}{2}}$$

   一个重要的积分：

   $$\int_{-\infty}^{\infty} \frac{1}{\sqrt{2 \pi}} e^{-\frac{x^2}{2}} \mathrm{d}x = 1$$

   通过正态分布的密度函数求某个区间的概率时，需要计算密度函数的积分，这种计算非常复杂，因此我们通过已经计算好数值的 $\Phi$ 函数来帮助求解：

   $$\Phi(x) = \int_{-\infty}^{x} \frac{1}{\sqrt{2 \pi}} e^{-\frac{t^2}{2}} \mathrm{d}t$$

   那么对于标准正态分布，有

   $$P\\{a \lt X \lt b\\} = \Phi(b) - \Phi(a)$$

   对于一般正态分布 $N(\mu,\sigma^2)$，常常使用变量替换法将其转化为标准正态分布，即令

   $$t = \frac{x-\mu}{\sigma}$$

   这时，$X \sim N(\mu,\sigma) \rightarrow T \sim N(0,1)$。这样，对于一般正态分布也能轻易地计算其积分了。

4. $\Gamma$ 分布

   $$p(x) = \begin{cases} \frac{\beta^\alpha}{\Gamma(\alpha)} x^{\alpha-1} e^{-\beta x} & x \gt 0 \\\\ 0 & x \le 0 \end{cases} \quad (\alpha \gt 0, \beta \gt 0)$$

   其中

   $$\Gamma(\alpha) = \int_0^{\infty} x^{\alpha-1} e^{-x} \mathrm{d}x$$

   变量 $X$ 服从 $\Gamma$ 分布可简记为 $X \sim \Gamma(\alpha, \beta)$

5. 韦布尔分布

   $$p(x) = \begin{cases} m \frac{x^{m-1}}{\eta^m} e^{-(\frac{x}{\eta})^m} & x \gt 0 \\\\ 0 & x \le 0 \end{cases}$$

分布函数

定义：设 $X$ 是一个随机变量（可以是连续型的，也可以是离散型的，甚至更一般的），称函数

F(x) = P(X \le x) \quad (-\infty \lt x \lt +\infty) $$ 为 $X$ 的分布函数。 连续型随机变量的分布函数事实上是其概率密度函数在区间 $(-\infty, x]$ 上的不定上限积分。 #### 随机变量函数的分布 **随机变量函数**：随机变量 $X$ 的函数也是一个随机变量，记作 $$ Y = f(X)

满足当 $X$ 取值为 $x$ 时，$y$ 取值为 $f(x)$。

举个例子：设 $X$ 是分子的速率，而 $Y$ 是分子的动能，则 $Y$ 是 $X$ 的函数：$Y=\frac{1}{2}mX^2$（$m$ 为分子质量）。

我们的目的是，根据已知的 $X$ 的分布来寻求 $Y=f(X)$ 的分布。

离散型随机变量函数的分布

假设离散型随机变量 $X, Y$ 有如下关系：$Y=f(X)$。要得到 $P\\{Y=y_i\\}$，只需求出 $Y=y_i$ 时对应的 $x_i$（可能有 0 个或多个对应值），将这些 $x_i$ 对应的概率相加即可。

连续型随机变量函数的分布

分布函数法：已知 $X$ 的分布，通过建立 $Y$ 与 $X$ 的分布函数之间的关系来求得 $Y$ 的分布。

举个例子：已知 $X \sim N(\mu,\sigma^2)$，求 $Y=\frac{X-\mu}{\sigma}$ 的概率密度。

解：设 $Y$ 的分布函数为 $F_Y(y)$，于是

$$\begin{aligned} F_Y(y) & = P(Y \le y) \quad (分布函数的定义) \\\\ & = P(\frac{X-\mu}{\sigma} \le y) \quad (Y=\frac{X-\mu}{\sigma}) \\\\ & = P(X \le \sigma y + \mu) \quad (不等式变形) \\\\ & = F_X(\sigma y + \mu) \quad (分布函数的定义) \end{aligned}$$

其中 $F_X(x)$ 为 $X$ 的分布函数。那么，我们有

$$F_Y(y) = F_X(\sigma y + \mu)$$

将上式两边对 $y$ 求微分，利用密度函数是分布函数的导数的关系，我们得到

$$p_Y(y) = p_X(\sigma y + \mu) \sigma$$

再将

$$p_X(x) = \frac{1}{\sqrt{2 \pi} \sigma} e^{-\frac{1}{2 \sigma^2}(x-\mu)^2}$$

代入，有

$$p_Y(y) = \frac{1}{\sqrt{2 \pi}} e^{-\frac{y^2}{2}}$$

这表明 $Y \sim N(0,1)$。

第三章 随机变量的数字特征

随机变量的期望

随机变量的期望 $E(X)$ 是一个实数，它形式上是 $X$ 所有可能取值的加权平均，代表了随机变量 $X$ 的平均值。因此，也称期望为均值或分布的均值。

离散型随机变量的期望

$$E(X) = \sum_k x_k p_k \quad (=x_1p_1+x_2p_2+\cdots+x_kp_k+\cdots)$$

几个常用分布的期望

1. 两点分布

   $$E(X) = 1 \cdot p + 0 \cdot q = p$$

2. 二项分布

   $$E(X) = \sum_{k=1}^n k C_n^k p^k q^{n-k} = np$$

3. 泊松分布

   $$\begin{aligned} E(X) & = \sum_{k=0}^\infty k \cdot \frac{\lambda^k}{k!} e^{-\lambda} \\\\ & = \lambda e^{-\lambda} \sum_{m=0}^\infty \frac{\lambda^m}{m!} \quad (令m=k-1) \\\\ & = \lambda e^{-\lambda} e^{\lambda} \quad (泊松分布的密度之和为 1) \\\\ & = \lambda \end{aligned}$$

4. 超几何分布

   $$E(X) = \frac{nM}{N}$$

连续型随机变量的期望

定义：设连续型随机变量$X$的密度函数为 $p(x)$，称

$$\int_{-\infty}^{+\infty} xp(x) \mathrm{d}x$$

为 $X$ 的期望（或均值），记作 $E(X)$。

本定义要求 $\displaystyle \int_{-\infty}^{+\infty} \vert x \vert p(x) \mathrm{d}x$ 收敛

几个常用分布的期望

1. 均匀分布

   $$E(X) = \frac{1}{2}(b+a)$$

2. 指数分布

   $$\begin{aligned} E(X) & = \int_{-\infty}^{+\infty} xp(x) \mathrm{d}x \\\\ & = \int_{0}^{+\infty} \lambda x e^{-\lambda x} \mathrm{d}x \\\\ & = \frac{1}{\lambda} \int_0^{+\infty} te^{-t} \mathrm{d}t \quad (令t=\lambda x) \\\\ & = -\frac{1}{\lambda} \int_0^{+\infty} t \mathrm{d}e^{-t} \\\\ & = -\frac{1}{\lambda}\left[(te^{-t}) \Big|_0^{+\infty}-\int_0^{+\infty}e^{-t}\mathrm{d}t \right] \\\\ & = \frac{1}{\lambda} \end{aligned}$$

3. 正态分布

   $$E(X) = \mu$$

   证明略。正态分布密度函数以 $x=\mu$ 为对称轴，这就是其含义所在。

期望的简单性质

$$\begin{aligned} E(c) &= c \\\\ E(kX) &= kE(X) \\\\ E(X+b) &= E(X) + b \\\\ E(kX+b) &= kE(X) + b \end{aligned}$$

一言以蔽之，期望是线性的。

随机变量函数的期望

对于离散型随机变量有

$$E\left[f(X)\right] = \sum_i f(x_i)p_i$$

对于连续型随机变量有

$$E\left[f(X)\right] = \int_{-\infty}^{+\infty} f(x)p(x) \mathrm{d}x$$

求随机变量函数的期望有如下两种方法：

1. 利用上述随机变量函数的期望公式直接求解；
2. 首先通过 $X$ 的分布推出 $f(X)$ 的分布，然后通过期望的定义求出 $f(X)$ 的期望。

一般来说，第一种方法较为简单，是我们的首选方法。

随机变量的方差

定义：

D(X) = E \left\\{ [X-E(X)]^2 \right\\} $$ 这表明 $X$ 的方差，就是随机变量 $[X-E(X)]^2$ 的期望。 > :bulb: 定性认识，$D(X)$ 越小，则 $X$ 取值越集中在 $E(X)$ 附近。方差刻画了随机变量取值的分散程度。 **方差简化计算公式**： $$ D(X) = E(X^2) - E^2(X)

推导如下：

$$\begin{aligned} D(X) &= \int_{-\infty}^{+\infty} \left[x-E(X) \right]^2 p(x) \mathrm{d}x \\\\ &= \int_{-\infty}^{+\infty} \left[x^2-2xE(X)+E^2(X) \right] p(x) \mathrm{d}x \\\\ &= \int_{-\infty}^{+\infty}x^2p(x)\mathrm{d}x - 2E(X)\int_{-\infty}^{+\infty}xp(x)\mathrm{d}x + E^2(X)\int_{-\infty}^{+\infty}p(x)\mathrm{d}x \\\\ &= E(X^2) - 2E(X)\cdot E(X) + E^2(X)\cdot 1 \\\\ &= E(X^2) - E^2(X) \end{aligned}$$

离散型随机变量的方差

定义：设离散型随机变量的概率分布为

$$P(X=x_k) = P_k \quad (k=1,2,\cdots)$$

则称和数

$$\sum_k \left[ x_k-E(X) \right]^2 p_k$$

为 $X$ 的方差，记作 $D(X)$。

连续型随机变量的方差

定义：设连续型随机变量的密度为 $p(x)$，则称

$$\int_{-\infty}^{+\infty} \left[ x-E(X) \right]^2 p(x) \mathrm{d}x$$

为 $X$ 的方差，记作 $D(X)$。

常用分布的方差

1. 两点分布

   $$\begin{aligned} D(X) &= E(X^2) - E^2(X) \\\\ &= (1^2 \cdot p + 0^2\cdot q) - p^2 \\\\ &= pq \end{aligned}$$

2. 二项分布

   $$D(X) = npq$$

3. 泊松分布
   已知 $E(X)=\lambda$，

   $$\begin{aligned} E(X^2) &= \sum_{k=0}^{\infty} K^2 \cdot \frac{\lambda^k}{k!} e^{-\lambda} \\\\ &= \sum_{k=1}^{\infty} (k-1+1) \frac{\lambda^k}{(k-1)!} e^{-\lambda} \\\\ &= \lambda^2 \cdot \sum_{k=2}^{\infty} \frac{\lambda^{k-2}}{(k-2)!}e^{-\lambda} + \lambda \cdot \sum_{k=1}^{\infty} \frac{\lambda^{k-1}}{(k-1)!}e^{-\lambda} \\\\ &= \lambda^2 + \lambda \end{aligned}$$

   则

   $$D(X) = (\lambda^2 + \lambda) - \lambda^2 = \lambda$$

4. 均匀分布

   $$D(X) = \frac{1}{12}(b-a)^2$$

5. 指数分布

   $$D(X) = \frac{1}{\lambda^2}$$

6. 正态分布

   $$D(X) = \sigma^2$$

方差的简单性质

$$\begin{aligned} D(c) &= 0 \\\\ D(kX) &= k^2 D(X) \\\\ D(X+b) &= D(X) \\\\ D(kX+b) &= k^2 D(X) \end{aligned}$$

切比雪夫不等式

$$P\\{ \vert X-E(X) \vert \ge \varepsilon \\} \le \frac{D(X)}{\varepsilon^2}$$

第四章 随机向量

定义：我们称 $n$ 个随机变量 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 的整体 $\xi = (X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 为 $n$ 维随机向量。

我们重点研究二维随机向量。

二维随机向量的联合分布与边缘分布

离散型随机向量的概率分布

$\xi = (X,Y)$ 为二维离散型随机向量，当且仅当 $X,Y$ 都是离散型随机变量。

一般称

$$P\\{(X,Y)=(x_i,y_j)\\} = p_{ij} \quad (i=1,2,\cdots ;j=1,2,\cdots)$$

为 $\xi=(X,Y)$ 的概率分布，也称为 $(X,Y)$ 的联合分布。常采用概率分布表来表示离散型随机向量的概率分布。这些 $p_{ij}$ 具有 2 条基本性质：

1. 非负：

   $$p_{ij} \ge 0$$

2. 概率总和为 1：

   $$\sum_i \sum_j p_{ij} = 1$$

三项分布：

$$P\\{(X,Y)=(k_1,k_2)\\} = \frac{n!}{k_1!k_2!(n-k_1-k_2)!}p_1^{k_1}p_2^{k_2}(1-p_1-p_2)^{n-k_1-k_2}$$

离散型随机向量的边缘分布与联合分布

边缘分布：对于二维随机向量 $(X,Y)$，分量 $X$ 的概率分布称为 $(X,Y)$ 的关于 $X$ 的边缘分布。

P\\{ X=x_i \\} = \sum_j p_{ij} $$ $$ P\\{ Y=y_j \\} = \sum_i p_{ij}

如果将 $(X,Y)$ 的概率分布写在概率分布表中（$i$ 为行数，$j$ 为列数），则关于 $X$ 的边缘分布为“将每行加和得到的一列”；关于 $Y$ 的边缘分布为“将每列加和得到的一行”。

连续型随机向量的联合分布

概念：对于二维随机向量 $\xi=(X,Y)$，如果存在非负函数 $p(x,y)\\;(x,y \in \mathbb{R})$，使对于任意一个邻边分别平行于坐标轴的矩形区域 $D$（即由不等式 $a\lt x\lt b,c\lt y\lt d$ 确定的区域），有

$$P\\{ (X,Y) \in D \\} = \iint\limits_{D} p(x,y)\mathrm{d}x\mathrm{d}y$$

则称随机向量 $\xi=(X,Y)$ 为连续型的，并称 $p(x,y)$ 为 $\xi$ 的分布密度，也称 $p(x,y)$ 为 $(X,Y)$ 的联合分布密度。

由定义式容易得到

$$\int_{-\infty}^{+\infty}\int_{-\infty}^{+\infty}p(x,y)\mathrm{d}x\mathrm{d}y = 1$$

💡 二维随机向量 $(X,Y)$ 落在平面上任意区域 $D$ 的概率，就等于联合密度 $p(x,y)$ 在 $D$ 上的积分，这就把概率的计算转化为一个二重积分的计算。
💡 几何意义：$\\{(X,Y)\in D\\}$ 的概率，数值上就等于以曲面 $z=p(x,y)$ 为顶、以平面区域 $D$ 为底的曲顶柱体的体积。

连续型随机向量的边缘分布

定义：对于随机向量 $(X,Y)$，作为其分量的随机变量 $X$（或 $Y$）的密度函数 $p_X(x)$（或 $p_Y(y)$），称为 $(X,Y)$ 的关于 $X$（或 $Y$）的边缘分布密度。

当 $(X,Y)$ 的联合密度 $p(x,y)$ 已知时，可通过以下方法求得边缘密度

$$\begin{aligned} p_X(x) &= \int_{-\infty}^{+\infty}p(x,y)\mathrm{d}y \\\\ p_Y(y) &= \int_{-\infty}^{+\infty}p(x,y)\mathrm{d}x \end{aligned}$$

随机变量的独立性

定义：设 $X,Y$ 是两个随机变量，如果对任意的 $a\lt b,c\lt d$，事件 $\\{a\lt X\lt b\\}$ 与 $\\{c\lt Y\lt d\\}$ 相互独立，则称 $X$ 与 $Y$ 是相互独立的。

重要定理：设 $X,Y$ 分别有分布密度 $p_X(x),p_Y(y)$，则 $X$ 与 $Y$ 相互独立的充要条件是：二元函数

$$p_X(x)p_Y(y)$$

是随机向量 $(X,Y)$ 的联合密度。

二维正态分布

$$p(x,y) = \frac{1}{2\pi \sigma_1\sigma_2\sqrt{1-\rho^2}}e^{-\frac{1}{2(1-\rho^2)}\left[\left(\frac{x-\mu_1}{\sigma_1}\right)^2 - \frac{2\rho(x-\mu_1)(y-\mu_2)}{\sigma_1\sigma_2} + \left(\frac{y-\mu_2}{\sigma_2}\right)^2\right]}$$

两个边缘密度分别是两个一维正态分布：

$$\begin{aligned} P_X(x)=\frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma_1}e^{-\frac{(x-\mu_1)^2}{2\sigma_1^2}} \\\\ P_Y(y)=\frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma_2}e^{-\frac{(y-\mu_2)^2}{2\sigma_2^2}} \end{aligned}$$

对于二维正态分布，两个分量 $X$ 与 $Y$ 独立的充要条件是 $\rho=0$。

二维随机向量的分布函数

定义：设 $\xi=(X,Y)$ 是二维随机向量，称函数

$$F(x,y) = P\\{ X \le x, Y \le y \\}$$

为它的分布函数。

若 $\xi=(X,Y)$ 的分布函数有二阶连续偏微商，则

$$\frac{\partial^2 F(x,y)}{\partial x \partial y}$$

就是 $\xi$ 的分布密度。

两个随机变量的函数的分布

问题	描述	求解
1 个随机变量的函数的分布	已知 $X$ 的分布，求 $X$ 的函数 $Y=f(X)$ 的分布	分布函数法
2 个随机变量的函数的分布	已知 $(X,Y)$ 的联合密度，求 $Z=(X,Y)$ 的密度函数	分布函数法

对于两个随机变量的函数的分布，我们同样采用分布函数法求解，包括如下 2 步：

1. 为求随机变量 $f(X,Y)$ 的密度，先求它的分布，即

   $$P\\{f(X,Y) \le z\\}$$

2. 在求 $P\\{f(X,Y) \le z\\}$ 的过程中，用到下列等式

   $$P\\{f(X,Y) \le z\\} = \iint\limits_{f(X,Y)\le z} p(x,y) \mathrm{d}x\mathrm{d}y$$

举个例子：设 $X,Y$ 相互独立且服从相同的分布 $N(0,1)$，求 $\sqrt{X^2+Y^2}$ 的密度。

解：$(X,Y)$ 的联合密度为

$$\begin{aligned} p(x,y) &= \frac{1}{\sqrt{2\pi}} e^{-\frac{x^2}{2}} \cdot \frac{1}{\sqrt{2\pi}} e^{-\frac{x^2}{2}} \\\\ &= \frac{1}{2\pi} e^{-\frac{x^2+y^2}{2}} \end{aligned}$$

记 $Z=\sqrt{X^2+Y^2}$ 的分布函数为 $F_Z(z)$，则

\begin{aligned} F_Z(x) &= P\\{Z \le z\\} \\\\ &= P\\{\sqrt{X^2+Y^2} \le z\\} \\\\ &= \iint\limits_{\sqrt{x^2+y^2} \le z} p(x,y) \mathrm{d}x\mathrm{d}y \\\\ &= \iint\limits_{\sqrt{x^2+y^2} \le z} \frac{1}{2\pi} e^{-\frac{x^2+y^2}{2}} \mathrm{d}x\mathrm{d}y \\\\ &= \int_0^{2\pi} \mathrm{d}\theta \int_0^z \frac{1}{2\pi} e^{-\frac{1}{2}r^2}r \mathrm{d}r \quad (极坐标变换: x=r\cos\theta,y=r\sin\theta) \\\\ &= \int_0^z r e^{-\frac{1}{2} r^2} \mathrm{d}r \end{aligned}

当 $z\le 0$ 时 $F_Z(z)=0$。于是 $Z$ 的密度 $p(z)$ 为

$$p(z) = \begin{cases} z e^{-\frac{1}{2} z^2} & z \gt 0 \\\\ 0 & z \le 0 \end{cases}$$

这就是所谓的瑞利(Rayleigh)分布。

随机变量函数的联合密度

问题描述：已知 $(X,Y)$ 的联合密度为 $p(x,y)$，而

$$\begin{cases} u = f(x,y) \\\\ v = g(x,y) \end{cases}$$

如何求出 $(U,V)$ 的联合密度？

step1：假设 $(X,Y)$ 的联合密度 $p(x,y)$ 所在的平面区域为 $A$（可以是全平面），即 $P\\{(X,Y)\in A\\}=1$，我们可以得到 $(U,V)$ 的联合密度所在的区域 $G$：

$$G = \\{ (u,v) \mid u=f(x,y),v=g(x,y),(x,y)\in A \\}$$

step2： 根据 $u=f(x,y),v=g(x,y)$ 我们用 $u,v$表示出 $x,y$：

$$x = x(u,v), \\; y = y(u,v)$$

step3：$(U,V)$ 的联合密度如下：

$$q(u,v) = \begin{cases} p\left[ x(u,v),y(u,v) \right] \left| \frac{\partial(x,y)}{\partial(u,v)} \right| & 当(u,v) \in G \\\\ 0 & 当(u,v) \not\in G \end{cases}$$

其中，$\left| \frac{\partial(x,y)}{\partial(u,v)} \right|$ 是函数 $x(u,v),y(u,v)$ 的雅可比行列式的绝对值。

举个例子：设 $X,Y$ 相互独立，都服从 $N(0,1)$，

$$\begin{aligned} X &= R \cos \Theta \\\\ Y &= R \sin \Theta \end{aligned} \left( R \ge 0, \\; 0 \le \Theta \le 2\pi \right)$$

求 $(R,\Theta)$ 的联合密度与边缘密度。

解：由于 $X,Y$ 相互独立，则

$$p(x,y) = \frac{1}{\sqrt{2\pi}} e^{-\frac{x^2}{2}} \cdot \frac{1}{\sqrt{2\pi}} e^{-\frac{y^2}{2}} = \frac{1}{2\pi} e^{-\frac{x^2+y^2}{2}}$$

雅可比行列式

$$J = \left| \frac{\partial(x,y)}{\partial(r,\theta)} \right| = \left| \begin{array}{cc} \cos\theta & -r\sin\theta \\\\ \sin\theta & r\cos\theta \end{array} \right| = r$$

则 $(R,\Theta)$ 的联合密度为

$$q(r,\theta) = \begin{cases} \frac{1}{2\pi} r e^{-\frac{r^2}{2}} & r \gt 0,\\; 0 \lt \theta \lt 2\pi \\\\ 0 & 其他 \end{cases}$$

当 $r \gt 0$ 时，$R$ 的边缘密度为

$$f(r) = \int_0^{2\pi} q(r,\theta) \mathrm{d}\theta = r e^{-\frac{r^2}{2}}$$

当 $0 \lt \theta \lt 2\pi$ 时，$\Theta$ 的边缘密度为

$$g(\theta) = \int_0^{+\infty} q(r,\theta) \mathrm{d}r = \frac{1}{2\pi}$$

综上：

$$f(r) = \begin{cases} r e^{-\frac{r^2}{2}} & r \gt 0 \\\\ 0 & 其他 \end{cases}$$

$$g(\theta) = \begin{cases} \frac{1}{2\pi} & 0 \lt \theta \lt 2\pi \\\\ 0 & 其他 \end{cases}$$

随机向量的数字特征

两个随机变量的均值公式

设 $(X,Y)$ 的联合密度为 $p(x,y)$，令 $Z=f(X,Y)$，则有：

$$E(Z) = E \left[ f(X,Y) \right] = \int_{-\infty}^{+\infty} \int_{-\infty}^{+\infty} f(x,y)p(x,y) \mathrm{d}x \mathrm{d}y$$

另外，也可以根据 $Z=f(x,y)$ 先求出 $Z$ 的密度 $p_Z(z)$ 然后再根据单个随机变量的均值公式

$$E(Z) = \int_{-\infty}^{+\infty} z p_Z(z) \mathrm{d}z$$

求出 $Z$ 的均值。

两个随机向量均值和方差的性质

设 $(X,Y)$ 的联合密度为 $p(x,y)$ ，$X,Y$ 的边缘密度分别为 $p_X(x), p_Y(y)$，由前面的知识我们已经知道，随机变量的均值和方差满足以下性质：

$$\begin{aligned} E(X) &= \int_{-\infty}^{+\infty} x p_X(x) \mathrm{d}x \\\\ E(Y) &= \int_{-\infty}^{+\infty} y p_Y(y) \mathrm{d}y \\\\ D(X) &= E \left( \left[ X-E(X) \right]^2 \right) = \int_{-\infty}^{+\infty} \left[ x-E(X) \right]^2 p_X(x) \mathrm{d}x \\\\ D(Y) &= E \left( \left[ Y-E(Y) \right]^2 \right) = \int_{-\infty}^{+\infty} \left[ y-E(Y) \right]^2 p_Y(y) \mathrm{d}y \end{aligned}$$

另一套由联合密度 $p(x,y)$ 给出的计算公式与上述公式形式上非常相近，只是一重积分变成了二重积分：

$$\begin{aligned} E(X) &= \int_{-\infty}^{+\infty}\int_{-\infty}^{+\infty} x p(x,y) \mathrm{d}x\mathrm{d}y \\\\ E(Y) &= \int_{-\infty}^{+\infty}\int_{-\infty}^{+\infty} y p(x,y) \mathrm{d}x\mathrm{d}y \\\\ D(X) &= \int_{-\infty}^{+\infty}\int_{-\infty}^{+\infty} \left[ x-E(X) \right]^2 p(x,y) \mathrm{d}x\mathrm{d}y \\\\ D(Y) &= \int_{-\infty}^{+\infty}\int_{-\infty}^{+\infty} \left[ y-E(Y) \right]^2 p(x,y) \mathrm{d}x\mathrm{d}y \end{aligned}$$

这几个公式的成立很容易证明，此处略去。

两个随机变量的和的均值与方差

$$E(X+Y) = E(X) + E(Y) \tag{1}$$

$$D(X+Y) = D(X) + D(Y) + 2E \left( \left[X-E(X)\right] \left[Y-E(Y)\right] \right) \tag{2}$$

当 $X,Y$ 独立时，有

$$E(X \cdot Y) = E(X) \cdot E(Y) \tag{3}$$

$$D(X+Y) = D(X) + D(Y) \tag{4}$$

式 $(1)$ 容易证明，略去。

证明 $(2)$ 式：

$$\begin{aligned} D(X+Y) &= E \left( \left[ (X+Y)-E(X+Y) \right]^2 \right) \\\\ &= E \left( \left[ \left[X-E(X)\right] + \left[Y-E(Y)\right] \right]^2 \right) \\\\ &= E \left( \left[X-E(X)\right]^2 + \left[Y-E(Y)\right]^2 + 2\left[X-E(X)\right]\left[Y-E(Y)\right] \right) \\\\ &= E \left( \left[X-E(X)\right]^2 \right) + E \left( \left[Y-E(Y)\right]^2 \right) + E \left( 2\left[X-E(X)\right]\left[Y-E(Y)\right] \right) \\\\ &= D(X) + D(Y) + 2E \left( \left[X-E(X)\right] \left[Y-E(Y)\right] \right) \end{aligned}$$

证明 $(3)$ 式：

$$\begin{aligned} E(X \cdot Y) &= \int_{-\infty}^{+\infty} \int_{-\infty}^{+\infty} xy p(x,y) \mathrm{d}x \mathrm{d}y \\\\ &= \int_{-\infty}^{+\infty} \int_{-\infty}^{+\infty} xy p_X(x) p_Y(y) \mathrm{d}x \mathrm{d}y \quad (由于X,Y相互独立) \\\\ &= \int_{-\infty}^{+\infty} x p_X(x) \mathrm{d}x \int_{-\infty}^{+\infty} y p_Y(y) \mathrm{d}y \\\\ &= E(X) \cdot E(Y) \end{aligned}$$

证明 $(4)$ 式：

\begin{aligned} & E \left\\{ \left[ X - E(X) \right] \left[ Y - E(Y) \right] \right\\} \\\\ &= E \left\\{ XY - X E(Y) - Y E(X) + E(X)E(Y) \right\\} \\\\ &= E(XY) - E(X)E(Y) - E(X)E(Y) + E(X)E(Y) \\\\ &= E(XY) - E(X)E(Y) = 0 \end{aligned}

随机向量的均值和协方差

称向量 $(E(X),E(Y))$ 为随机向量 $(X,Y)$ 的均值，称数值 E \left\\{ \left[ X- E(X) \right] \left[ Y - E(Y) \right] \right\\} 为 $X,Y$ 的协方差。

协方差（斜方差）是二维随机向量 $(X,Y)$ 的重要数字特征，它刻画了 $X,Y$ 取值间的相互联系，通常采用记号：

cov(X,Y) \overset{\mathrm{def}}{=} E \left\\{ \left[ X- E(X) \right] \left[ Y - E(Y) \right] \right\\}

或

\sigma_{XY} \overset{\mathrm{def}}{=} E \left\\{ \left[ X- E(X) \right] \left[ Y - E(Y) \right] \right\\}

由前面的讨论可知：

$$\begin{aligned} \sigma_{XY} &= cov(X,Y) \\\\ &= \int_{-\infty}^{+\infty} \int_{-\infty}^{+\infty} \left[ X- E(X) \right] \left[ Y - E(Y) \right] p(x,y) \mathrm{d}x \mathrm{d}y \end{aligned}$$

当 $X,Y$ 相互独立时，协方差 $\sigma_{XY} = 0$。随机变量独立是协方差为0的充分不必要条件。

与记号 $\sigma_{XY}$ 相对应，$D(X),D(Y)$ 也可分别记为 $\sigma_{XX},\sigma_{YY}$。

随机向量的相关系数

定义：称

$$\rho_{XY} = \frac{\sigma_{XY}}{\sqrt{\sigma_{XX}}\sqrt{\sigma_{YY}}}$$

为 $X,Y$ 的相关系数，在不引起混淆的情况下，简记为 $\rho$。

事实上，二维正态分布中的第五个参数 $\rho$ 就是 $\rho_{XY}$。

相关系数满足以下性质：

$$\left| \rho \right| \le 1$$

💡 相关系数 $\rho$ 的实际意义是：它刻画了 $X,Y$ 之间的线性关系的近似程度。一般来说，$\left| \rho \right|$ 越接近 1，$X$ 与 $Y$ 越接近地有线性关系。
要注意的是，$\rho$ 只刻画 $X$ 与 $Y$ 之间的线性关系，当 $X,Y$ 之间有很密切的曲线关系时，$\left| \rho \right|$ 的数值可能接近 1，也可能接近 0。

多维随机向量

对于一般的 $n$ 维随机向量，可仿照二维随机向量的情形进行讨论。

联合密度与边缘密度

对于 $n$ 维随机向量 $\xi = ( X_1,X_2,\cdots,X_n )$ ，如果存在非负函数 $p(x_1,x_2,\cdots,x_n)$ ，使对于任意 $n$ 维长方体 D = \left\\{ (x_1,x_2,\cdots,x_n) \mid a_1 \lt x_1 \lt b_1,a_2 \lt x_2 \lt b_2,\cdots,a_n \lt x_n \lt b_n \right\\} 均有：

P \left\\{ \xi \in D \right\\} = \iint\limits_{D}\cdots \int p(x_1,x_2,\cdots,x_n) \mathrm{d}x_1 \mathrm{d}x_2 \cdots \mathrm{d}x_n

则称 $\xi = (X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 是连续型的，并称 $p(x_1,x_2,\cdots,x_n)$ 为 $(X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 的联合密度。

称 $(X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 的一部分分量构成的向量——如 $(X_1,X_2)$ 的分布密度为边缘密度。特别地，每个分量 $X_i$的分布密度 $p_i(x_i)$ 当然也是边缘密度，称它们为单个密度。

$X_1$ 的单个密度可如下求得：

$$p_1(x_1) = \int_{-\infty}^{+\infty} \int_{-\infty}^{+\infty} \cdots \int_{-\infty}^{+\infty} p(x_1,x_2,\cdots,x_n)\mathrm{d}x_2 \mathrm{d}x_3 \cdots \mathrm{d}x_n$$

$(X_1,X_2)$ 的边缘密度可如下求得：

$$p_{12}(x_1,x_2) = \int_{-\infty}^{+\infty} \int_{-\infty}^{+\infty} \cdots \int_{-\infty}^{+\infty} p(x_1,x_2,\cdots,x_n)\mathrm{d}x_3 \mathrm{d}x_4 \cdots \mathrm{d}x_n$$

独立性

设 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 是 $n$ 个随机变量，如果对任意的 $a_i \lt b_i(i=1,2,\cdots,n)$ ，事件 \left\\{ a_1 \lt X_1 \lt b_1 \right\\}, \left\\{ a_2 \lt X_2 \lt b_2 \right\\}, \cdots, \left\\{ a_n \lt X_n \lt b_n \right\\} 相互独立，则称 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 是相互独立的

定理：设 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 的分布密度分别是 $p_1(x_1),p_2(x_2),\cdots,p_n(x_n)$ ，则 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 相互独立的充要条件是：$n$ 元函数

$$p_1(x_1)p_2(x_2)\cdots p_n(x_n)$$

是 $(X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 的联合密度。

$n$ 个随机变量的函数的分布

仍然采用分布函数法。设 $Z = f(X_1,X_2,\cdots,X_n)$ ，则 $Z$ 的分布为：

\begin{aligned} F_Z(z) &= P \left\\{ f(X_1,X_2,\cdots,X_n) \le z \right\\} \\\\ &= \iiint\limits_{f(x_1,x_2,\cdots,x_n) \lt z} p(x_1,x_2,\cdots,x_n) \mathrm{d}x_1 \mathrm{d}x_2 \cdots \mathrm{d}x_n \end{aligned}

$Z$ 的分布函数 $F_Z(z)$ 对 $z$ 求微分可以进一步求出 $Z$ 的密度函数 $p_Z(z)$。

数字特征

均值公式

$$E \left[ f(X_1,X_2,\cdots,X_n) \right] = \int_{-\infty}^{+\infty} \int_{-\infty}^{+\infty} \cdots \int_{-\infty}^{+\infty} f(x_1,x_2,\cdots,x_n) p(x_1,x_2,\cdots,x_n) \mathrm{d}x_1 \mathrm{d}x_2 \cdots \mathrm{d}x_n$$

其中 $p(x_1,x_2,\cdots,x_n)$ 是 $(X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 的联合密度。本公式要求右端的积分绝对收敛。

均值与方差的性质

$$E(X_1+X_2+\cdots+X_n) = E(X_1) + E(X_2) + \cdots + E(X_n)$$

当 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 相互独立时，有：

$$\begin{aligned} E(X_1 X_2 \cdots X_n) &= E(X_1) E(X_2) E(X_n) \\\\ D(X_1+X_2+\cdots+x_n) &= D(X_1) + D(X_2) + \cdots + D(X_n) \end{aligned}$$

协方差与协差阵

对于 $i \neq j$ ，$\sigma_{ij}$ 是第 $i$ 个分量 $X_i$ 与第 $j$ 个分量 $X_j$ 的协方差；而 $\sigma_{ii}$ 是第 $i$ 个分量 $X_i$ 的方差。称矩阵：

$$\begin{bmatrix} \sigma_{11} & \sigma_{12} & \cdots & \sigma_{1n} \\\\ \sigma_{21} & \sigma_{22} & \cdots & \sigma_{2n} \\\\ \vdots & \vdots & \ddots & \vdots \\\\ \sigma_{n1} & \sigma_{n2} & \cdots & \sigma_{nn} \\\\ \end{bmatrix}$$

为 $(X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 的协差阵，记为 $\mathbf{\Sigma}$。$\mathbf{\Sigma}$ 显然是对称矩阵，且可以验证 $\mathbf{\Sigma}$ 是非负定的。

相关系数与相关阵

$$\rho_{ij} = \frac{\sigma_{ij}}{\sqrt{\sigma_{ii}}\sqrt{\sigma_{jj}}} \quad (i=1,2,\cdots,n; \\; j=1,2,\cdots,n)$$

对于 $i \neq j$ ，$\rho_{ij}$ 是 $X_i,X_j$ 的相关系数。同时有 $\rho_{ii}=1$。称矩阵

$$\begin{bmatrix} \rho_{11} & \rho_{12} & \cdots & \rho_{1n} \\\\ \rho_{21} & \rho_{22} & \cdots & \rho_{2n} \\\\ \vdots & \vdots & \ddots & \vdots \\\\ \rho_{n1} & \rho_{n2} & \cdots & \rho_{nn} \\\\ \end{bmatrix}$$

为 $(X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 的相关阵，记为 $\mathbf{R}$。显然，$\mathbf{R}$ 是对称矩阵。

$n$ 维分布函数

定义：设 $\xi = (X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 是 $n$ 维随机向量，称 $n$ 维函数 F(x_1,x_2,\cdots,x_n)=P \left\\{ X_1\le x_1,X_2\le x_2,\cdots,X_n\le x_n \right\\} 为 $\xi$ 的分布函数。

如果 $\xi$ 的分布密度为 $p(x_1,x_2,\cdots,x_n)$ ，则有：

$$F(x_1,x_2,\cdots,x_n) = \int_{-\infty}^{x_1} \int_{-\infty}^{x_2} \cdots \int_{-\infty}^{x_n} p(u_1,u_2,\cdots,u_n) \mathrm{d}u_1 \mathrm{d}u_2 \cdots \mathrm{d}u_n$$

大数定律和中心极限定理

大数定律

设 $X_1,X_2,\cdots,X_n,\cdots$ 是独立同分布的随机变量列，且 $E(X_1),D(X_1)$ 存在，则对任意的 $\varepsilon \gt 0$，有：

\lim_{n \to \infty}P \left\\{ \left| \frac{S_n}{n} - E(X_1) \right| \ge \varepsilon \right\\} = 0

这说明，只要 $n$ 足够大，算术平均值 $\frac{1}{n} (X_1+X_2+\cdots+X_n)$ 将无限接近于期望。这是整个概率论所基于的基本定理。

强大数定律

经过细致的研究发现，只要 $E(X_1)$ 存在，不管 $D(X_1)$ 是否存在，大数定律依然成立，而且可以得到更强的结论：

P \left\\{ \lim_{n\to\infty} \frac{S_n}{n} =E(X_1) \right\\} = 1

将该式称为强大数定律。

中心极限定理

设 $X_1,X_2,\cdots,X_n,\cdots$ 是独立同分布的随机变量列，且 $E(X_1),D(X_1)$ 存在，$D(X_1) \neq 1$，则对一切实数 $a \lt b$，有：

\lim_{n\to\infty}P \left\\{ a \lt \frac{S_n-n E(X_1)}{\sqrt{n D(X_1)}} \lt b \right\\} = \int_{a}^{b} \frac{1}{\sqrt{2\pi}} e^{-\frac{u^2}{2}} \mathrm{d}u

这里，$S_n = X_1+X_2+\cdots+X_n$

如果记 $\overline{X} = \frac{1}{n}(X_1+X_2+\cdots+X_n)$，上式也可写成：

\lim_{n\to\infty} P \left\\{ a \lt \frac{\overline{X}-E(X_1)}{\sqrt{D(X_1)/n}} \lt b \right\\} = \int_{a}^{b} \frac{1}{\sqrt{2\pi}} e^{-\frac{u^2}{2}} \mathrm{d}u

这表明，只要 $n$ 足够大，随机变量 $\frac{\overline{X}-E(X_1)}{\sqrt{D(X_1)/n}}$ 就近似地服从标准正态分布，从而 $\overline{X}$ 近似地服从正态分布。故中心极限定理表达了正态分布在概率论中的特殊地位，尽管 $X_1$ 的分布是任意的，但只要 $n$ 充分大，算数平均值 $\overline{X}$ 的分布却是近似正态的。

第五章 统计估值

总体与样本

样本定义：称随机变量 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 为来自总体 $X$ 的容量为 $n$ 的样本，如果 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 相互独立，而且每个 $X_i$ 与 $X$ 有相同的概率分布。这时，若 $X$ 有分布密度 $p(x)$ ，则常简称 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 是来自总体 $p(x)$ 的样本。

定理：若 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 是来自总体的 $p(x)$ 的样本，则 $(X_1,X_2,\cdots,X_n)$ 有联合密度 $p(x_1)p(x_2)\cdots p(x_n)$ 。

分布函数与分布密度的估计

经验分布函数

设 $X$ 是一个随机变量，具有一系列样本值 $x_1,x_2,\cdots,x_n$ ，称函数

$$F_n(x) = \frac{v_n}{n}$$

为 $X$ 的经验分布函数。其中，$v_n$ 为 $x_1,x_2,\cdots,x_n$ 中不超过 $x$ 的个数。

经验分布密度

经验分布密度可采用经验分布函数进行估计。

当 $h$ 足够小时，易知

$$p(x)=\frac{F(x+h)-F(x-h)}{2h}$$

对应地，可以得到：

$$\hat{p_n}(x)=\frac{F_n(x+h)-F_n(x-h)}{2h}$$

具体方法包括：

(1) 直方图法

作直方图，当分组数足够大，分组间距足够小时，所有小矩形顶端的连线近似刻画了分布密度函数

(2) 核估计法

核函数定义：设 $K(x)$ 是非负函数且 $\int_{-\infty}^{+\infty}K(x)\mathrm{d}x = 1$ ，则称 $K(x)$ 是核函数。核函数有很大的选择自由，例如：

$$K_0(x) = \begin{cases} 1/2 \quad & -1\le x\lt 1 \\\\ 0 \quad & \text{其他} \end{cases}$$

$$K_1(x) = \begin{cases} 1 \quad & -1/2 \le x \lt 1/2 \\\\ 0 \quad & \text{其他} \end{cases}$$

$$K_2(x) = \frac{1}{\sqrt{2\pi}}e^{-x^2/2}$$

$$K_3(x) = \frac{1}{\pi(1+x^2)}$$

$$K_4(x) = \frac{1}{2\pi}\left( \frac{\sin(x/2)}{x/2} \right)^2$$

核估计：称函数

$$\hat{p_n}(x) = \frac{1}{nh}\sum_{i=1}^{n}K \left( \frac{x-x_i}{h} \right)$$

为 $p(x)$ 的核估计。其中，$h$ 为一个较小的常数（参考直方图法中的分组宽度），$x_i$ 为样本值。

可以这样理解核估计中核函数 $K \left( \frac{x-x_i}{h} \right)$ 的作用：
随机变量 $X$ 在 $x$ 处的概率由核函数确定，核函数将散落在 $x$ 附近一定范围内（若干单位个 $h$ 值）的所有样本点 $x_i$ 作为 $P\\{X=x\\}$ 的一部分权重。而 $\displaystyle \sum_{i=1}^{n}K \left( \frac{x-x_i}{h} \right)$ 即为所有样本点对 $P\\{X=x\\}$ 贡献权重的总和。

(3) 最近邻估计法

最大似然估计

适用情况：已知随机变量的分布类型，但不知道参数的值，在此种情况下要得到分布密度可采用最大似然估计法。

例如：已知随机变量 $X$ 满足正态分布，但不知道 $\mu,\sigma^2$ 的值，此时可采用最大似然估计法。

似然函数：假设已知随机变量 $X$ 的分布密度为 $p(x;\theta_1,\theta_2,\cdots,\theta_m)$ ，但不知道其中的参数 $\theta_1,\theta_2,\cdots,\theta_m$ ，现给定样本值 $x_1,x_2,\cdots,x_n$ ，称函数

$$L_n(x_1,x_2,\cdots,x_n;\theta_1,\theta_2,\cdots,\theta_m)=\prod_{i=1}^{n}p(x_i;\theta_1,\theta_2,\cdots,\theta_m)$$

为样本 $x_1,x_2,\cdots,x_n$ 的似然函数。

最大似然估计：如果 $L_n(x_1,x_2,\cdots,x_n;\theta_1,\theta_2,\cdots,\theta_m)$ 在 $\hat{\theta}_1,\hat{\theta}_2,\cdots,\hat{\theta}_m$ 达到最大值，则称 $\hat{\theta}_1,\hat{\theta}_2,\cdots,\hat{\theta}_m$ 分别是 $\theta_1,\theta_2,\cdots,\theta_m$ 的最大似然估计。

由于 $\ln L_n$ 与 $L_n$ 同时达到最大值，为了简化计算，常常采用 $\ln L_n$ 来描述。那么如何才能使得 $\ln L_n$ 达到最大值呢？可以利用“最大值点的一阶偏微分为0”这一性质，列出似然方程组：

\left\\{ \begin{aligned} \frac{\partial\ln L_n}{\partial \theta_1} &= 0 \\\\ \frac{\partial\ln L_n}{\partial \theta_2} &= 0 \\\\ \cdots \cdots \\\\ \frac{\partial\ln L_n}{\partial \theta_m} &= 0 \\\\ \end{aligned} \right.

如此便可解得 $\hat{\theta}_1,\hat{\theta}_2,\cdots,\hat{\theta}_n$ 。

期望和方差的点估计

有时并不需要求得密度函数，而只需获得某些数字特征，这类估计称作点估计。

期望的点估计

利用 $\displaystyle \overline{X}=\frac{X_1+X_2+\cdots+X_n}{n}$ 来估计期望 $E(x)$ 不存在系统偏差。即：

$$E(\overline{X})=E(X)$$

证明：

$$\begin{aligned} E(\overline{X}) &= E \left( \frac{X_1+X_2+\cdots+X_n}{n} \right) \\\\ &= \frac{1}{n}\left[ E(X_1)+E(X_2)+\cdots+E(X_n) \right] \\\\ &= E(X) \end{aligned}$$

同理还可以得到:

$$D(\overline{X})=\frac{D(X)}{n}$$

这说明，样本数量 $n$ 越大，用 $\overline{X}$ 来估计 $E(X)$ 的波动越小，即估计越优良。

方差的点估计

利用 $\displaystyle S^2=\frac{1}{n-1}\sum_{i=1}^{n}(x_i-\overline{x})^2$ 来估计方差 $D(X)$ 不存在系统偏差。即：

$$E(S^2) = D(X)$$

需要注意，我们习惯使用的 $\displaystyle \frac{1}{n}\sum_{i=1}^{n}(x_i-\overline{x})^2$ 并不是方差的无偏估计量。

期望的置信区间

期望的点估计只是得到了期望的一个近似值，那么该近似值 $\overline{X}$ 与真实值 $E(X)$ 到低相差多少呢？这就涉及到区间估计问题。

已知方差，对期望进行区间估计

对于任意随机变量 $X$ ，根据中心极限定理可知，随机变量

$$\eta = \frac{\overline{X}-E(X)}{\sqrt{\frac{D(X)}{n}}}$$

是服从标准正态分布的。查表可以得到

P \left\\{ \left| \eta \right|\le 1.96 \right\\}=0.95

也即 $E(X)$ 落在区间

$$\left[ \overline{X}-1.96 \sqrt{\frac{D(X)}{n}},\\;\overline{X}+1.96 \sqrt{\frac{D(X)}{n}} \right]$$

以内的概率为 $95\%$ 。

这就是 $E(X)$ 的置信区间，置信度为 $95\%$ 。

未知方差，对期望进行区间估计

未知方差时，不能使用上述的置信区间公式，但我们自然会想到利用方差的无偏估计量 $S^2$ 来替代方差，即研究随机变量

$$T = \frac{\overline{X}-E(X)}{\sqrt{S^2/n}}$$

的分布。经过复杂的推导发现，随机变量 $T$ 服从 $n-1$ 个自由度的 $t$ 分布：

$$p_n(t)=\frac{\Gamma(n/2)}{\sqrt{(n-1)\pi}\Gamma((n-1)/2)}\left( 1+\frac{t^2}{n-1} \right)^{-n/2}$$

这样就得到了 $E(X)$ 的置信区间，如下：

$$\left[ \overline{X}-\lambda \sqrt{\frac{S^2}{n}},\\;\overline{X}+\lambda \sqrt{\frac{S^2}{n}} \right]$$

其中 $\lambda$ 可以通过查找 $t$ 分布的临界值表获得。

方差的置信区间

以下讨论只适用于服从正态分布的随机变量。

从计算期望的置信区间中我们受到如下启发：

要求某个量的置信区间，我们首先通过该量构造一个特殊的随机变量 $\eta$，使得 $\eta$ 的分布与所研究的随机变量 $X$ 无关，而只与样本容量 $n$ 有关。然后通过给定的置信度从 $\eta$ 的分布的临界值表中反解出置信区间。

我们构造随机变量 $\displaystyle \eta=\frac{(n-1)S^2}{\sigma^2}$ ，得出其分布为 $n-1$ 个自由度的 $\chi^2$ 分布，即：

$$p(u)=\begin{cases} \frac{1}{2^{\frac{n-1}{2}}\Gamma(\frac{n-1}{2})} u^{(n-3)/2} e^{-u/2} \quad & u\gt 0 \\\\ 0 & u\le 0\\\\ \end{cases}$$

进而得出 $\sigma^2$ 的置信区间为：

$$\left[ \frac{(n-1)S^2}{\lambda_2},\\;\frac{(n-1)S^2}{\lambda_1} \right]$$

也即：

$$\left[ \frac{\sum_{i=1}^{n}(X_i- \overline{X})^2}{\lambda_2},\\; \frac{\sum_{i=1}^{n}(X_i- \overline{X})^2}{\lambda_1} \right]$$

式中 $\lambda_1,\lambda_2$ 可以通过查找 $\chi^2$ 分布的临界值表得到。

第六章 假设检验

问题的提法

例 1：某厂有一批产品，共 200 件，须经检验合格才能出厂，按国家标准，次品率不得超过 1% ，今在其中任意抽取 5 件，发现这 5 件含有次品。问这批产品能否出厂？

从直觉上看，这批产品当然是不能出厂的，但为什么呢？

例 2：怎样根据一个随机变量的样本值，判断该随机变量是否服从正态分布 $N(\mu,\sigma^2)$？

假设检验问题：这类问题中都隐含着一种“假设”或“看法”，例 1 中的假设是：次品率 $p \le 0.01$，例 2 中的假设是：该随机变量服从正态分布 $N(\mu,\sigma^2)$ ，现在我们要检验这些假设是否正确，这类问题称为假设检验问题。

回到例 1：要检验的假设是 $p\le 0.01$ ，如果假设成立，我们看看会出现什么后果。此时，假设有 200 件样品，那么其中最多有 2 件次品，任意抽取 5 件，我们来求 5 件中无次品的概率：

P \left\\{ \text{无次品} \right\\} \ge \frac{C_{198}^5}{C_{200}^5} \ge 0.95

于是，任抽 5 件，出现次品的概率 $\le 1-0.95=0.05$ 。这说明，如果次品率 $\le 0.01$ ，那么抽取 5 件样品，出现次品的机会是很小的，平均在 100 次抽样中，出现不到 5 次。而现在的事实是，在一次抽样实践中，竟然就发生了这种小概率事件，这是不合理的！因此假设 $p\le 0.01$ 是不能接受的。

注：通常把概率不超过 0.05 的事件当做“小概率事件”，有时也把概率不超过 0.01 的事件当做小概率事件。

以上分析过程可概括为概率性质的反证法。

一个正态总体的假设检验

设 $X \sim N(\mu,\sigma^2)$ ，关于它的假设检验问题，主要是下列四种：

1. 已知方差 $\sigma^2$ ，检验假设 $H_0: \mu = \mu_0$ （$\mu_0$ 是已知数）。
2. 未知方差 $\sigma^2$ ，检验假设 $H_0: \mu = \mu_0$ （$\mu_0$ 是已知数）。
3. 未知期望 $\mu$ ，检验假设 $H_0: \sigma^2 = \sigma_0^2$ （$\sigma_0$ 是已知数）。
4. 未知期望 $\mu$ ，检验假设 $H_0: \sigma^2 \le \sigma_0^2$ （$\sigma_0$ 是已知数）。

以下分别介绍。

1. 已知方差，检验期望

我们首先假设 $H_0$ 成立，看在该条件下会不会产生不合理的现象。

在 $\mu=\mu_0$ 的条件下，有 $X \sim N(\mu_0,\sigma^2)$ ，假设有样品 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ ，由中心极限定理可知：

$$U = \frac{\overline{X}-\mu_0}{\sqrt{\sigma^2/n}} \sim N(0,1)$$

查正态分布表可知：

P \left\\{ \left| \frac{\overline{X}-\mu_0}{\sqrt{\sigma^2/n}} \right| \gt 1.96 \right\\} = 0.05

该式描述了一个小概率事件，也就是说，如果我们用样本 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 实际计算出来的 $\overline{X}$ 满足该式，那么假设 $H_0$ 就是不合理的，则假设不成立，也称为假设不相容。

事实上，以上计算过程完全等效于求置信区间问题。其等效解法为：先根据 $\sigma^2$ 和样本 $X_1,X_2,\cdots,X_n$ 求出 $\mu$ 的置信区间，如果 $\mu_0$ 在该区间内，则认为假设 $H_0$ 成立，否则认为假设不成立。

两类错误：从以上的分析过程中我们可以看到，当一个事件为小概率事件时，我们就认为它绝对不可能发生，这显然是不合理的，有时会造成错误：

当一个假设实际上是成立的，我们根据对样本的计算却判定其不成立，即犯了“以真为假”的错误，这种错误称为第一类错误。

反之，当一个假设实际上是不成立的，我们根据对样本的计算判定其成立，即犯了“以假为真”的错误，这种错误称为第二类错误。

2. 未知方差，检验期望

可转化为求置信区间问题，我们前面已经讲述过了，此处不再赘述。关键点是：构造随机变量

$$T = \frac{\overline{X}-\mu}{\sqrt{S^2/n}}$$

$T$ 应符合 $n-1$ 个自由度的 $t$ 分布。

3. 未知期望，检验方差

4. 未知期望，检验方差的上限

同样采用求置信区间的思路，关键点是：构造随机变量

$$W = \frac{(n-1)S^2}{\sigma^2}$$

$W$ 应符合 $n-1$ 个自由度的 $\chi^2$ 分布。

两个正态总体的假设检验

在实际问题中，除了遇到一个总体的检验问题，还常遇到两个总体的比较问题。

设 $X \sim N(\mu_1,\sigma_1^2)$ ，$Y \sim N(\mu_2,\sigma_2^2)$ ，且 $X, Y$ 相互独立，主要研究以下四类问题：

1. 未知 $\sigma_1^2,\sigma_2^2$，但知道 $\sigma_1^2=\sigma_2^2$ ，检验假设 $H_0:\mu_1=\mu_2$
2. 未知 $\mu_1,\mu_2$，检验假设 $H_0:\sigma_1^2 = \sigma_2^2$
3. 未知 $\mu_1,\mu_2$，检验假设 $H_0:\sigma_1^2 \le \sigma_2^2$
4. 未知 $\sigma_1^2,\sigma_2^2$，但知道 $\sigma_1^2 \ne \sigma_2^2$ ，检验假设 $H_0:\mu_1=\mu_2$

以下分别讨论。

1. 未知 $\sigma_1^2,\sigma_2^2$ ，但知道 $\sigma_1^2=\sigma_2^2$ ，检验假设 $H_0:\mu_1=\mu_2$

设 $X_1,X_2,\cdots,X_{n_1}$ 来自总体 $N(\mu_1,\sigma_1^2)$，$Y_1,Y_2,\cdots,Y_{n_2}$ 来自总体 $N(\mu_2,\sigma_2^2)$，且 $X,Y$ 间相互独立。现已知 $\sigma_1^2=\sigma_2^2$，如何检验假设 $H_0:\mu_1=\mu_2$？

类比前面的研究方法，我们构造一个特殊的统计量：

$$\widetilde{T} = \frac{(\overline{X}-\overline{Y})-(\mu_1-\mu_2)}{\sqrt{(n_1-1)S_1^2+(n_2-1)s_2^2}} \cdot \sqrt{\frac{n_1 n_2 (n_1+n_2-2)}{n_1+n_2}}$$

数学上可以证明 $\widetilde{T}$ 服从 $n_1+n_2-2$ 个自由度的 $t$ 分布。

2. 未知 $\mu_1,\mu_2$ ，检验假设 $H_0:\sigma_1^2 = \sigma_2^2$

构造特殊的统计量：

$$\widetilde{F} = \frac{S_1^2/\sigma_1^2}{S_2^2/\sigma_2^2}$$

数学上可以证明 $\widetilde{F}$ 服从自由度为 $n_1-1, n_2-1$ 的 $F$ 分布，其中，$n_1-1,n_2-1$ 分别称为第一自由度和第二自由度。

3. 未知 $\mu_1,\mu_2$ ，检验假设 $H_0:\sigma_1^2 \le \sigma_2^2$

同 2.

4. 未知 $\sigma_1^2,\sigma_2^2$ ，但知道 $\sigma_1^2 \ne \sigma_2^2$ ，检验假设 $H_0:\mu_1=\mu_2$

这是著名的 Behrens-Fisher 问题。其解决方法如下：

设 $X_1,X_2,\cdots,X_{n_1}$ 来自总体 $N(\mu_1,\sigma_1^2)$ ，$Y_1,Y_2,\cdots,Y_{n_2}$ 来自总体 $N(\mu_2,\sigma_2^2)$ ，且 $X,Y$ 间相互独立。

$\overline{X}, \overline{Y}, S_1^2, S_2^2$ 分别表示样本 1、2 的均值，样本 1、2 的方差。易知：

$$\overline{X}-\overline{Y} \sim N \left( \mu_1-\mu_2,\frac{\sigma_1^2}{n_1}+\frac{\sigma_2^2}{n_2} \right)$$

于是：

$$\frac{\overline{X}-\overline{Y}-(\mu_1-\mu_2)}{\sqrt{\frac{\sigma_1^2}{n_1}+\frac{\sigma_2^2}{n_2}}} \sim N(0,1)$$

在零假设 $H_0:\mu_1=\mu_2$ 下

$$\xi \triangleq \frac{\overline{X}-\overline{Y}}{\sqrt{\frac{\sigma_1^2}{n_1}+\frac{\sigma_2^2}{n_2}}} \sim N(0,1)$$

可见 $\left| \xi \right|$ 值太大时应拒绝 $H_0$ ，但由于 $\sigma_1^2, \sigma_2^2$ 是未知的，自然想到用 $S_1^2, S_2^2$ 分别代替，得到统计量：

$$T = \frac{\overline{X}-\overline{Y}}{\sqrt{\frac{S_1^2}{n_1}+\frac{S_2^2}{n_2}}}$$

然而，$T$ 的精确分布依然相当复杂，且依赖于比值 $\frac{\sigma_1^2}{\sigma_2^2}$ 。幸运的是，数学上可以证明，统计量 $T$ 近似服从 $m$ 个自由度的 $t$ 分布，这个 $m$ 乃是与以下 $m^\ast$ 最接近的整数：

$$m^\ast = \frac{\left( \frac{1}{n_1}S_1^2+\frac{1}{n_2}S_2^2 \right)^2}{\frac{1}{n_1-1}\left( \frac{S_1^2}{n_1} \right)^2 + \frac{1}{n_2-1}\left( \frac{S_2^2}{n_2} \right)^2}$$

利用 $t$ 分布表，找临界值 $\lambda$ 满足 $P(|T|>\lambda)=a$ ，于是当且仅当 $|T|>\lambda$ 时拒绝 $H_0: \mu_1=\mu_2$

第七章 回归分析

回归分析是用来处理多个变量之间相关关系的一种数学方法。相关关系不同于函数关系，在相关关系中，多个变量之间明显相关，但并不具有完全确定性的关系，例如人的身高和体重，虽然凭借身高并不能精确确定体重，但总体来说有“身高者，体也重”的关系。

一元线性回归

经验公式与最小二乘法

对于有一定关系的两个变量 $X,Y$ ，在观测中得到若干组数据 $(x_1,y_1),(x_2,y_2),\cdots,(x_n,y_n)$，我们怎样获取 $X,Y$ 之间的经验公式呢？

step 1：作出散点图，大致确定经验公式的形式。若散点图大致为线性关系，那么我们可以得到如下经验公式：

$$\hat{y} = a + bx$$

这里，在 $y$ 上方加“$\hat{}$”，是为了区别于 $Y$ 的实际值 $y$，因为 $y$ 代表着其与 $x$ 之间的函数关系，而观测值一般不具有严格的函数关系。

step 2：求出参数 $a,b$

上述关系式：

$$\hat{y} = a + bx$$

称为回归方程。我们的目的是要找到合适的参数 $a,b$ 使得回归方程所代表的直线总体最接近所有的散点。

我们如何来刻画一条直线与所有散点之间的总体接近程度呢？可以通过以下统计量：

$$\sum_{i=1}^{n} \left[ y_i - (a + b x_i) \right]^2$$

该统计量的几何意义是点 $(x_i,y_i)$ 沿着 $y$ 轴的方向到直线的距离，而不是到直线的垂直距离！

上述统计量随着 $a,b$ 的变化而变化，是关于 $a,b$ 的二元函数，记为 $Q(a,b)$：

$$Q(a,b) = \sum_{i=1}^{n} \left[ y_i - (a + b x_i) \right]^2$$

我们的目的是找到两个数 $\hat{a},\hat{b}$，使二元函数 $Q(a,b)$ 在 $a = \hat{a},b=\hat{b}$ 处达到最小

由于 $Q(a,b)$ 是 $n$ 个平方之和，所以使 $Q(a,b)$ 最小的原则称为平方和最小原则，习惯上称为最小二乘原则。$a,b$ 的值可以通过以下方程组求得：

\left\\{ \begin{aligned} \frac{\partial Q}{\partial a} &= -2 \sum_{i=1}^{n} \left[ y_i - (a + b x_i) \right] = 0 \\\\ \frac{\partial Q}{\partial b} &= -2 \sum_{i=1}^{n} \left[ y_i - (a + b x_i) \right] \cdot x_i = 0 \end{aligned} \right.

解得：

\left\\{ \begin{aligned} b &= \frac{\sum\limits_{i=1}^{n}(x_i-\bar{x})(y_i-\bar{y})}{\sum\limits_{i=1}^{n}(x_i-\bar{x})^2} \\\\ a &= \bar{y} - b \bar{x} \end{aligned} \right.

当相关关系不是线性关系时如何使用最小二乘法？

采用适当的转化，构造原变量的生成变量，使得生成变量之间具有线性关系。

例如：变量 $X,Y$ 有如下相关关系：

$$y = A e^{-B/x}$$

显然 $y$ 与 $x$ 之间的关系不是线性的。我们对等式两边取自然对数：

$$\ln y = \ln A - \frac{B}{x}$$

令

$$\begin{aligned} y^\ast &= \ln y \\\\ x^\ast &= \frac{1}{x} \end{aligned}$$

则两个新变量 $y^\ast,x^\ast$ 之间的关系便是线性的了，我们将 $x,y$ 的观测数值转化为这两种形式即可。