MAS291Chưa đoCơ sở ngành Cập nhật 16 giờ trước

MAS291 - Xác suất thống kê

Xác suất thống kê là môn 3 tín chỉ bậc cử nhân của Đại học FPT, học sau MAE101 hoặc MAC101. Bài toán trung tâm là ra quyết định kỹ thuật khi dữ liệu mang yếu tố ngẫu nhiên: thời gian phản hồi của máy chủ dao động theo từng yêu cầu, tỉ lệ gói tin bị mất đổi theo giờ, và một bản cập nhật phần mềm có thật sự làm ứng dụng nhanh hơn hay chỉ là trùng hợp. Thời gian giữa hai yêu cầu tới máy chủ thường được mô tả bằng phân phối mũ, còn đại lượng hình thành từ tổng nhiều sai lệch nhỏ thì xấp xỉ phân phối chuẩn; với biến liên tục, xác suất là diện tích dưới hàm mật độ, kỳ vọng và phương sai tính bằng tích phân. Gốc của mọi mô hình là xác suất: định lý Bayes cho biết một thư bị bộ lọc gắn nhãn rác thì khả năng nó thật là rác bao nhiêu, dựa trên không gian mẫu của phép thử, quy tắc nhân và xác suất có điều kiện. Biến đếm như số lỗi trong một đoạn mã hay số lượt truy cập trong một phút đi theo phân phối nhị thức, Poisson, hình học hoặc siêu bội, mỗi loại ứng với một cơ chế sinh dữ liệu khác nhau. Định lý giới hạn trung tâm nối xác suất với thống kê: trung bình mẫu gần chuẩn khi cỡ mẫu đủ lớn, nên từ một mẫu đo đạc có thể ước lượng tham số của cả hệ thống kèm sai số. Khoảng tin cậy cho trung bình và tỉ lệ đưa ra một dải giá trị hợp lý của tham số kèm mức tin cậy, còn phép so hai mẫu trả lời phiên bản giao diện mới có kéo tỉ lệ chuyển đổi khác bản cũ hay không. Trước khi suy diễn, dữ liệu được nhìn qua biểu đồ hộp, histogram, trung bình và độ lệch chuẩn, đồ thị theo thời gian để thấy hình dạng và điểm bất thường. Kiểm định giả thuyết so p-value với mức ý nghĩa, cân hai loại sai lầm, và chỉ bác bỏ H₀ để nghiêng về H₁ khi thống kê kiểm định rơi đủ xa giá trị cam kết. Hồi quy tuyến tính đơn đo mức gắn kết bằng hệ số tương quan, ước lượng đường thẳng bình phương nhỏ nhất giữa hai biến, chẳng hạn thời gian chạy theo kích thước dữ liệu đầu vào, rồi kiểm định ý nghĩa của hệ số góc. Phép tính được làm cả bằng tay lẫn bằng Excel. Học xong, người học dựng được khoảng tin cậy, ước lượng và kiểm tra ý nghĩa một đường hồi quy trên dữ liệu thật, nhận ra cơ chế sinh dữ liệu nào ứng với phân phối nào để tính xác suất và các đặc trưng của nó, rồi dùng kiểm định để đọc kết quả đủ chặt cho quyết định thiết kế hay vận hành hệ thống.

400Câu hỏi
8Bộ đề
10Chủ đề

Câu hỏi của môn

224/400 câuCòn 176
AAll of the others
BP (both numbers match) = 8/64
CP (you pick 5 and your friend picks 8) = 1/64
DP (sum of the two numbers picked is < 4) = 3/64
Lời giải
Đáp án đúng: "All of the others". Mỗi người chọn ngẫu nhiên độc lập một số từ 1 tới 8, nên không gian mẫu gồm 8·8 = 64 cặp có thứ tự đồng khả năng, và xác suất mỗi sự kiện bằng số cặp thuận lợi chia 64. "P (both numbers match) = 8/64" đúng vì có 8 cặp trùng nhau (1,1), (2,2), …, (8,8). "P (you pick 5 and your friend picks 8) = 1/64" đúng vì chỉ có một cặp có thứ tự (5, 8); nếu không quan tâm thứ tự thì mới là 2/64. "P (sum of the two numbers picked is < 4) = 3/64" đúng vì tổng nhỏ hơn 4 chỉ gồm các cặp (1,1), (1,2), (2,1). Ba phát biểu đều đúng, nên chọn riêng bất kỳ một trong số đó là chưa đầy đủ; câu hỏi yêu cầu phát biểu TRUE bao quát nhất, và đó là phương án gộp tất cả. Lưu ý vì số của bạn viết trước, cặp (1,2) và (2,1) là hai kết quả khác nhau.
Mở trang câu hỏi này →
A17/36
B25/36
C23/36
D31/36
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "31/36". Biến cố đậu ít nhất một môn là hợp M ∪ E, và theo quy tắc cộng P(M ∪ E) = P(M) + P(E) − P(M ∩ E). Quy đồng mẫu 36: 2/3 = 24/36, 4/9 = 16/36, 1/4 = 9/36, nên P(M ∪ E) = 24/36 + 16/36 − 9/36 = 31/36. Phải trừ P(M ∩ E) vì phần đậu cả hai môn đã được đếm hai lần. Giá trị "17/36" không khớp với hợp hai biến cố; nó còn nhỏ hơn P(M) = 24/36, trong khi hợp luôn lớn hơn hoặc bằng từng biến cố. Giá trị "25/36" là 24/36 + 16/36 − 15/36, tức trừ đi một giao lớn hơn số liệu cho. Giá trị "23/36" cũng nhỏ hơn P(M) = 24/36 nên không thể là xác suất của hợp. Vì 31/36 có mặt nên "None of the other choices is correct" không đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A0.94
B0.50
C0.06
D0.92
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.92". Câu hỏi đã cho điều kiện "widget do máy mới sản xuất", nên chỉ cần xác suất có điều kiện P(không lỗi | máy mới) = 1 − P(lỗi | máy mới) = 1 − 0.08 = 0.92. Thông tin máy mới làm gấp 3 lần máy cũ và tỉ lệ lỗi 23% của máy cũ chỉ cần khi hỏi xác suất không có điều kiện hoặc khi dùng Bayes để suy ngược máy sản xuất. Giá trị "0.06" là P(máy mới ∩ lỗi) = 0.75·0.08, một xác suất giao chứ không phải xác suất có điều kiện. Giá trị "0.50" không ứng với đại lượng nào: P(máy mới) = 3/4 = 0.75 chứ không phải 0.5. Giá trị "0.94" không khớp: xác suất không lỗi chung của cả hai máy là 0.25·0.77 + 0.75·0.92 ≈ 0.8825, còn riêng máy mới là 0.92. Có số đúng nên "None of the other choices is correct" bị loại.
Mở trang câu hỏi này →
A0.792
B0.712
C0.612
D0.692
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.792". Chọn 2 tờ khai không hoàn lại từ 55 tờ, trong đó 6 tờ có lỗi và 49 tờ không lỗi. Xác suất không chọn tờ lỗi nào theo phân phối siêu bội: P = C(49, 2)/C(55, 2) = 1176/1485 ≈ 0.792, hoặc tính tuần tự (49/55)·(48/54) ≈ 0.792. Phần bù là khả năng gặp ít nhất một tờ lỗi, chỉ khoảng 0.208, hợp lý vì mỗi lần rút chỉ có chừng 11% tờ lỗi. "0.712" ngầm cho khả năng gặp tờ lỗi tới 28.8%, quá cao so với tỉ lệ 6/55. "0.692" ngầm cho khả năng gặp tờ lỗi 30.8%, còn cao hơn. "0.612" ngầm cho khả năng gặp tờ lỗi 38.8%, gần gấp đôi giá trị đúng. "None of the other choices is correct" sai vì 0.792 có trong danh sách.
Mở trang câu hỏi này →
Adisjoint but not independent.
Bcomplementary.
Cboth disjoint and independent.
Dneither disjoint nor independent.
Lời giải
Đáp án đúng: "disjoint but not independent.". Hai biến cố xung khắc (disjoint) khi P(A ∩ B) = 0, tức không thể cùng xảy ra; độc lập (independent) khi P(A ∩ B) = P(A)·P(B). Ở đây P(A ∩ B) = 0 nên hai biến cố xung khắc, nhưng P(A)·P(B) = 0.4·0.3 = 0.12 ≠ 0 nên chúng không độc lập: biết A xảy ra thì B chắc chắn không xảy ra, nên thông tin về A làm đổi xác suất của B. "complementary." sai vì hai biến cố đối nhau còn cần P(A) + P(B) = 1, ở đây chỉ bằng 0.7. "both disjoint and independent." sai vì xung khắc mà độc lập chỉ xảy ra khi một trong hai biến cố có xác suất 0, trong khi cả 0.4 và 0.3 đều dương. "neither disjoint nor independent." sai vì P(A ∩ B) = 0 đã cho thấy chúng xung khắc.
Mở trang câu hỏi này →
A0.43
B0.22
C0.73
D0.52
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.43". Gọi C là dùng phiếu giảm giá (coupon), D là trả bằng thẻ ghi nợ (debit card). Đề cho P(D | C) = 0.5, P(C) = 0.3, P(D) = 0.35 và hỏi P(C | D). Theo công thức Bayes, P(C | D) = P(D | C)·P(C)/P(D) = 0.5·0.3/0.35 = 0.15/0.35 ≈ 0.43. "0.22" chỉ bằng khoảng một nửa 0.15/0.35 nên không phải P(C | D). "0.73" quá lớn: nó không bằng 0.15/0.35, cũng không bằng phần bù 1 − 0.43 = 0.57 (xác suất không dùng phiếu khi đã trả bằng thẻ) hay tỉ số đảo 0.35/0.15 ≈ 2.33. "0.52" cũng không khớp với 0.15/0.35. Điểm mấu chốt là phải đảo chiều điều kiện: biết P(D | C) nhưng cần P(C | D), nên cần nhân với P(C) và chia cho P(D). Vì 0.43 có trong danh sách nên "None of the other choices is correct" sai.
Mở trang câu hỏi này →
ADiscrete
BContinuous
Lời giải
Đáp án đúng: "Discrete". Biến ngẫu nhiên rời rạc (discrete) nhận các giá trị đếm được, thường là số nguyên tách rời nhau, còn biến liên tục (continuous) nhận mọi giá trị trong một khoảng số thực và thường đến từ phép đo như thời gian, chiều dài, khối lượng. X là số bệnh nhân bác sĩ khám trong một ngày, kết quả của một phép đếm nên chỉ nhận 0, 1, 2, 3, …; không thể có 2.5 bệnh nhân, giữa hai giá trị liên tiếp không có giá trị nào khác. Vì vậy X là biến rời rạc, và mô hình hợp lý cho nó là các phân phối rời rạc như Poisson. "Continuous" sai vì X không phải đại lượng đo trên thang liên tục; nếu câu hỏi đổi thành tổng thời gian bác sĩ khám bệnh trong ngày thì mới là biến liên tục.
Mở trang câu hỏi này →
A{0, 1, 2, ..., 20}
B{1, 2, 3, ..., 20}
C{1, 3, 5, ..., 19}
D{2, 4, 6, ..., 20}
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "{0, 1, 2, ..., 20}". Miền giá trị (range) của một biến ngẫu nhiên là tập mọi giá trị nó có thể nhận. X đếm số đường dây đang được dùng trong hệ có 20 đường, nên có thể không đường nào bận (X = 0), có thể mọi đường đều bận (X = 20), và mọi số nguyên ở giữa đều có thể xảy ra. Phương án "{1, 2, 3, ..., 20}" bỏ sót trường hợp X = 0, lúc không đường nào đang dùng. Phương án "{1, 3, 5, ..., 19}" chỉ gồm số lẻ, không có lý do gì để số đường bận phải lẻ. Phương án "{2, 4, 6, ..., 20}" chỉ gồm số chẵn, cũng vô căn cứ. Phương án "None of the other choices is correct" sai vì tập đúng đã có sẵn.
Mở trang câu hỏi này →
A(i)
B(ii)
CAll of them
D(iii)
Lời giải
Đáp án đúng: "All of them". Thay x = 0, 1, 2, 3, 4 vào f(x) = (2x + 1)/25 được lần lượt 1/25, 3/25, 5/25, 7/25, 9/25, tổng là 25/25 = 1 nên đây là hàm xác suất hợp lệ. Phát biểu thứ nhất P(X = 4) = (2·4 + 1)/25 = 9/25 là đúng. Phát biểu thứ hai P(2 ≤ X < 4) = f(2) + f(3) = 5/25 + 7/25 = 12/25 là đúng, chú ý X < 4 nên không lấy f(4). Phát biểu thứ ba P(X ≤ 1) = f(0) + f(1) = 1/25 + 3/25 = 4/25 cũng đúng. Do cả ba đều đúng, chọn riêng "(i)" là thiếu vì bỏ hai phát biểu đúng còn lại. Chọn riêng "(ii)" cũng thiếu vì phát biểu về P(X = 4) và P(X ≤ 1) đều đúng. Chọn riêng "(iii)" cũng chưa đủ vì phát biểu về P(X = 4) và P(2 ≤ X < 4) đều đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A0.96
B0.86
C0.76
D0.66
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.96". Hàm phân phối tích luỹ F(x) = P(X ≤ x) = Σf(t) với t ≤ x. Với X nhận 0, 1, 2, …, F(1) = f(0) + f(1) = (4/5)(1/5)⁰ + (4/5)(1/5)¹ = 0.8 + 0.16 = 0.96. Đây là phân phối hình học bắt đầu từ 0 với p = 4/5, nên còn có thể viết F(x) = 1 − (1/5)^(x+1), cho F(1) = 1 − 1/25 = 0.96, khớp phép cộng. "0.86" thiếu 0.1 so với kết quả, không ứng với tổng nào của các f(t); F(0) = 0.8 và F(1) = 0.96. "0.76" nhỏ hơn cả F(0) = 0.8, trong khi F là hàm không giảm nên F(1) ≥ F(0). "0.66" cũng nhỏ hơn F(0), sai cùng lý do. "None of the other choices is correct" sai vì 0.96 có mặt. Lưu ý không nhầm F(1) với f(1) = 0.16, là xác suất tại đúng điểm 1.
Mở trang câu hỏi này →
A9.3
B6.63
C8.22
D9
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "9.3". Kỳ vọng của biến rời rạc E(X) = Σx·f(x). Nhân từng cặp: 3·0.14 = 0.42, 6·0.11 = 0.66, 9·0.36 = 3.24, 12·0.29 = 3.48, 15·0.10 = 1.50; cộng lại 0.42 + 0.66 + 3.24 + 3.48 + 1.50 = 9.3. Các xác suất cộng đúng bằng 1 nên đây là phân phối hợp lệ. Giá trị "9" là trung bình cộng không trọng số của năm giá trị 3, 6, 9, 12, 15, bỏ qua việc 12 và 15 có xác suất khá lớn kéo kỳ vọng lên. Giá trị "6.63" không thể xảy ra: 75% xác suất nằm ở các giá trị từ 9 trở lên, nên kỳ vọng ít nhất là 0.25·3 + 0.75·9 = 7.5. Giá trị "8.22" thiếu 1.08 so với tổng đúng, mà không tích x·f(x) nào bằng 1.08, nên đó không phải do bỏ sót một số hạng và con số không khớp phép tính. Vì 9.3 có mặt nên "None of the other choices is correct" không đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A7.5 and 6.34
B7.5 and 3.99
C52.5 and 32.27
D52.5 and 195.51
Lời giải
Đáp án đúng: "52.5 and 32.27". Phân phối đều rời rạc (discrete uniform) trên các số nguyên từ a = 0 tới b = 15 có E(X) = (a + b)/2 = 7.5 và V(X) = [(b − a + 1)² − 1]/12 = (16² − 1)/12 = 21.25, nên σ_X ≈ 4.61. Với Y = 7X thì E(Y) = 7·7.5 = 52.5, V(Y) = 7²·21.25 = 1041.25 và σ_Y = 7·4.61 ≈ 32.27. Cặp "7.5 and 6.34" là trung bình của X chứ chưa nhân 7, còn 6.34 cũng không phải độ lệch chuẩn của X. Cặp "7.5 and 3.99" cũng dừng ở trung bình của X và độ lệch chuẩn 3.99 nhỏ hơn 4.61 thật. Cặp "52.5 and 195.51" đúng trung bình nhưng 195.51 không phải độ lệch chuẩn (32.27) cũng không phải phương sai (1041.25) của Y; lưu ý độ lệch chuẩn nhân với |7| còn phương sai nhân với 49.
Mở trang câu hỏi này →
A0.0547
BNone of the other choices is correct
C0.2461
D0.0107
Lời giải
Đáp án đúng: "0.0547". X ~ B(10, 0.5) có hàm khối P(X = x) = C(10, x)·0.5^x·0.5^(10−x) = C(10, x)/1024. Biến cố X ≤ 2 gồm ba giá trị 0, 1, 2 nên P(X ≤ 2) = (C(10,0) + C(10,1) + C(10,2))/1024 = (1 + 10 + 45)/1024 = 56/1024 ≈ 0.0547. Xác suất nhỏ là hợp lý vì với p = 0.5 kết quả tập trung quanh trung bình np = 5. "0.0107" bằng (1 + 10)/1024, tức P(X ≤ 1), bỏ sót X = 2. "0.2461" bằng 252/1024, là P(X = 5), xác suất tại đỉnh phân phối chứ không phải xác suất tích luỹ tới 2. "None of the other choices is correct" sai vì 0.0547 có trong danh sách.
Mở trang câu hỏi này →
AApproximately 1
B0.958
C0.042
DApproximately 0
Lời giải
Đáp án đúng: "Approximately 0". Số máy hỏng trong một ngày có phân phối nhị thức với n = 8, p = 0.006, và các máy hỏng độc lập, nên xác suất cả tám máy cùng hỏng là C(8,8)·0.006⁸ = 0.006⁸ ≈ 1.68×10⁻¹⁸, thực tế bằng 0. "Approximately 1" sai vì đó là cỡ của biến cố gần như chắc chắn, trong khi mỗi máy chỉ hỏng với xác suất 0.006. "0.958" sai vì con số cỡ 0.95 là cỡ của xác suất không máy nào hỏng, 0.994⁸ ≈ 0.953, một biến cố khác hẳn. "0.042" sai vì cỡ 0.04 ứng với xác suất có ít nhất một máy hỏng, 1 − 0.994⁸ ≈ 0.047, chứ không phải xác suất cả tám máy cùng hỏng.
Mở trang câu hỏi này →
A0.001
B0.999
C0.122
D0.978
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.001". Lấy 3 thẻ không hoàn lại từ lô 40 thẻ có 5 thẻ lỗi, số thẻ lỗi X trong mẫu có phân phối siêu bội (hypergeometric): P(X = x) = C(5, x)·C(35, 3 − x)/C(40, 3). Với x = 3: C(5, 3) = 10, C(35, 0) = 1, C(40, 3) = 9880, nên P(X = 3) = 10/9880 ≈ 0.001; kiểm bằng nhân liên tiếp: (5/40)(4/39)(3/38) ≈ 0.00101. "0.999" là phần bù 1 − 0.001, xác suất KHÔNG phải cả ba đều lỗi. "0.122" và "0.978" không thể là xác suất cả ba thẻ lỗi: riêng hai lần rút đầu đều trúng thẻ lỗi đã chỉ có xác suất (5/40)(4/39) ≈ 0.0128, nên biến cố cả ba thẻ lỗi phải còn nhỏ hơn mức đó. Vì 0.001 có trong danh sách nên "None of the other choices is correct" sai.
Mở trang câu hỏi này →
AThe number of tickets that is written most often is 6.5 tickets per day.
BHalf of the days have less than 6.5 tickets written and half of the days have more than 6.5 tickets written.
CThe mean has no interpretation since 0.5 tickets can never be written.
DIf we sampled all days, the arithmetic average or expected number of tickets written would be 6.5 tickets per day.
Lời giải
Đáp án đúng: "If we sampled all days, the arithmetic average or expected number of tickets written would be 6.5 tickets per day.". Với phân phối Poisson, tham số λ = 6.5 chính là kỳ vọng E(X): nếu quan sát rất nhiều ngày, trung bình cộng số vé phạt mỗi ngày tiến tới 6.5. Kỳ vọng là trung bình dài hạn nên không cần trùng một giá trị nguyên X có thể nhận. "The number of tickets that is written most often is 6.5 tickets per day." sai vì đó là mốt (mode), và mốt phải là số nguyên; với Poisson λ = 6.5 mốt là 6. "Half of the days have less than 6.5 tickets written" mô tả trung vị (median), không phải trung bình; phân phối Poisson lệch phải nên trung vị (bằng 6 ở đây) không trùng kỳ vọng. "The mean has no interpretation since 0.5 tickets can never be written." sai vì trung bình của biến rời rạc vẫn có nghĩa dù không phải giá trị quan sát được, giống như trung bình 2.3 con mỗi gia đình. Mức 5 vé mỗi ngày trong tình huống chỉ là chỉ tiêu ngân sách, không phải tham số của phân phối.
Mở trang câu hỏi này →
A0.556744
B0.049787
C0.606531
D0.656318
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.556744". Phân phối mũ (exponential distribution) với trung bình 4 phút có tham số λ = 1/4, và P(X > x) = e^(−λx). Do đó P(2 < X < 12) = e^(−2/4) − e^(−12/4) = e^(−0.5) − e^(−3) = 0.606531 − 0.049787 = 0.556744. Phương án "0.049787" là e^(−3) = P(X > 12), chỉ là xác suất mất hơn 12 phút. Phương án "0.606531" là e^(−0.5) = P(X > 2), chưa trừ phần vượt quá 12 phút. Phương án "0.656318" là tổng 0.606531 + 0.049787, cộng nhầm thay vì trừ. Phương án "None of the other choices is correct" sai vì 0.556744 đã có sẵn.
Mở trang câu hỏi này →
A4
B2
C0.75
D3.5
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.75". Hàm mật độ phải thoả ∫f(x)dx = 1 trên miền xác định. Tính ∫ từ 0 đến 2 của (2x − x²)dx = [x² − x³/3] từ 0 đến 2 = 4 − 8/3 = 4/3. Từ A·4/3 = 1 suy ra A = 3/4 = 0.75; ngoài ra 2x − x² ≥ 0 trên (0, 2) nên f không âm, đúng là hàm mật độ. Giá trị "4" làm tổng xác suất bằng 4·4/3 ≈ 5.33, vượt xa 1. Giá trị "2" cho tổng 2·4/3 ≈ 2.67, cũng không phải hàm mật độ. Giá trị "3.5" làm tổng xác suất bằng 3.5·4/3 ≈ 4.67, vượt 1. Vì 0.75 có trong danh sách nên "None of the other choices is correct" không đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A(i)
B(ii)
C(iii)
D(iv)
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "(i)". Với biến liên tục, hàm mật độ là đạo hàm của hàm phân phối: f(x) = F′(x). Trên x ≤ 0, F(x) = 0 nên f(x) = 0; trên x > 0, F(x) = 1 − e⁻⁵ˣ nên f(x) = 5e⁻⁵ˣ. Đó đúng là biểu thức (i), phân phối mũ với tham số λ = 5; kiểm lại ∫5e⁻⁵ˣdx từ 0 tới vô cùng = 1. "(ii)" có f(x) = 1 trên x ≤ 0, đạo hàm của hằng số 0 phải là 0, và mật độ bằng 1 trên cả nửa trục âm làm tích phân vô hạn. "(iii)" lấy f(x) = 1 − 5e⁻⁵ˣ, không phải đạo hàm của F và còn âm gần 0 (tại x nhỏ nó gần 1 − 5 = −4), vi phạm điều kiện mật độ không âm. "(iv)" vừa có f(x) = 1 trên x ≤ 0 vừa có 1 + 5e⁻⁵ˣ trên x > 0, tích phân toàn trục vô hạn nên không là mật độ. "None of the other choices is correct" sai vì (i) đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A(iv)
B(ii)
C(i)
D(iii)
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "(i)". Hàm mật độ f(x) = λe^(−λx) với x ≥ 0 là phân phối mũ (exponential). Kỳ vọng E(X) = ∫ từ 0 tới vô cùng của x·λe^(−λx) dx; tích phân từng phần cho E(X) = 1/λ, và đó là biểu thức (i). Ý nghĩa: λ là tốc độ xảy ra sự kiện, tốc độ càng lớn thì thời gian chờ trung bình càng ngắn. Biểu thức (iv) trong "(iv)" là λ², không đúng thứ nguyên, vì X đo thời gian còn λ đo nghịch đảo thời gian; còn 1/λ² chính là phương sai, không phải kỳ vọng. Biểu thức (ii) trong "(ii)" là 2/λ, gấp đôi kỳ vọng, đó là kỳ vọng của tổng hai thời gian chờ mũ độc lập chứ không phải của một X. Biểu thức (iii) trong "(iii)" là λ, nhầm tham số tốc độ với thời gian trung bình. Vì 1/λ có mặt nên "None of the other choices is correct" không đúng.
Mở trang câu hỏi này →