）A、A為必然B、BC、 D、P(AB)P(解：PA)0PAB)PA)P(BP(BA)1PABPADXEX)2.4,DX)1.2)2則其參數(shù)np之值為()。AnC、n

p B、np D、n

ppX~b(n,pEX)npDX)np(1由np2.4np(1p1.2)2解得p0.4n6B x要使函數(shù)(x)

xA、 B、, C、0, 22

2 解：由(x)的非負(fù)性，淘汰B

D (x)dx2cosxdxsin

2設(shè)對(duì)于任意兩個(gè)隨量X和Y且適合：E(XY)=E(X)E(Y)，則下述結(jié)論肯 A、D(XY) B、D(X+Y)C、X與Y相互獨(dú) D、X與相關(guān)解：DXYEXY)2E2XYE(X2)E(Y2)2E(XY)E2(X)E2(Y)2E(X)E(Y則由E(XY)=E(X)E(Y)D(X+Y)= [5]樣本X,X"X取自總體X，E(X)，2D(X) 1nA、Xi(1in)均 的無(wú)偏估計(jì) B、X Xi是的無(wú)偏估計(jì)n C、2(X1X2) 的無(wú)偏估計(jì) D、n1Xi 的無(wú)偏估計(jì)1解：由樣本的獨(dú)立同分布性知E(Xi)，E(X) E(Xi)nn E2X1X2))En1Xin1EXin1

n所 Xi 的無(wú)偏估計(jì)的結(jié)論不成立，故選nPA)1,PA)1,PA)1P(BA)5P(BA)4P(BA) 3 P(B)P(Ai)P(BAi)

4由BayesP(

B)

0.025P(A1)P(A1)P(B

"""""函數(shù)F(x)。解：（1）分布律 。43456P13312x3x(2)分布函數(shù)為F(x) 4x """"45x 6 (1)A；(2)X３YeX解）由limF(x)1,得A1 """x (x) 0x FY(y)P(Yy)P(eXf(y)dF(y)dF(lny)"""y)P(Xlny)FX1ln 1ye nx 0x 2x2fYy 4 dy YX1YX12331XPXP-27Y-12P857（2）P{XY0}PX1,Y1PX1,Y1

"""（3）EX21)21322741DX2EX4E2X2819"" (x,y)

0x1,0y 16xy2dy(1)f

0x 16xy2dx3y 0y fY(y) （2）由于(x,y)fX(x)fY(y)知X，Y獨(dú) "（3）E(X)1x2xdx2,E(Y)1y3y2dx3 E(XY)E(X)E(Y)2

61(1 f(x,)

0x 0, 1解：(1)EX)x1

11 dx11

2令X11

1X

""" n1x(1)

1nx)(1 2

ni1lnL()nln

(

lnxi令 2(lnxi

2

1解得最大似然估計(jì)值為ln """n一車床生產(chǎn)是否正常,現(xiàn)抽取容量n=17的樣本,并由此算