MAS291Chưa đoCơ sở ngành Cập nhật 12 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

304/400 câuCòn 96
A0.9772
B0.4013
C0.0228
D0.5987
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.0228". Tổng thể chuẩn nên x̄ phân phối chuẩn với trung bình 3.2 và sai số chuẩn σ/√n = 0.8/√64 = 0.1. Chuẩn hoá Z = (3.4 − 3.2)/0.1 = 2, nên P(x̄ ≥ 3.4) = 1 − P(Z < 2) = 1 − 0.9772 = 0.0228, cũng bằng P(Z < −2). Giá trị "0.9772" là P(Z < 2), xác suất trung bình mẫu nhỏ hơn 3.4, sai chiều. Giá trị "0.4013" là 1 − 0.5987, ra khi quên chia σ cho √n và tính Z = 0.2/0.8 = 0.25; đó là xác suất một con cá riêng lẻ nặng hơn 3.4 pound chứ không phải trung bình của 64 con. Giá trị "0.5987" là P(Z < 0.25), mắc cả lỗi quên √n lẫn sai chiều. Vì 0.0228 có trong danh sách nên "None of the other choices is correct" không đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A0.0238
B0.9762
C0.9938
D0.0062
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.9938". Tổng thể chuẩn nên trung bình mẫu x̄ có phân phối chuẩn với kỳ vọng μ = 124 và sai số chuẩn σ/√n = 6.4/√64 = 6.4/8 = 0.8. Chuẩn hoá: Z = (126 − 124)/0.8 = 2.5, nên P(x̄ < 126) = P(Z < 2.5) = 0.9938, đúng giá trị dòng gợi ý cho. Trung bình của 64 người dao động ít hơn hẳn từng cá nhân, nên vượt 126 là chuyện rất hiếm. "0.0062" là 1 − 0.9938 = P(x̄ > 126), đuôi ngược với câu hỏi. "0.9762" không ứng với z = 2.5; nó gần P(Z < 2) = 0.9772 trong dòng gợi ý nhưng ngay cả z = 2 cũng không phải giá trị tính được với sai số chuẩn 0.8. "0.0238" là 1 − 0.9762, vừa sai z vừa lấy nhầm đuôi trên. "None of the other choices is correct" sai vì 0.9938 có mặt. Nếu quên chia cho √n, z chỉ là 2/6.4 = 0.31 và kết quả khoảng 0.62, xác suất của một người chứ không phải trung bình mẫu.
Mở trang câu hỏi này →
AOther things being equal, as the confidence level for a confidence interval increases, the width of the interval increases.
BA point estimate consists of a single sample statistic that is used to estimate the true population parameter.
CA population parameter is used to estimate a confidence interval.
Lời giải
Đáp án đúng: "A population parameter is used to estimate a confidence interval.". Câu hỏi tìm phát biểu SAI. Tham số tổng thể là đại lượng chưa biết; chính khoảng tin cậy được xây dựng từ thống kê mẫu (như x̄ ± sai số biên) để ước lượng tham số đó, nên nói dùng tham số để ước lượng khoảng tin cậy là đảo ngược quan hệ, đây là phát biểu sai cần chọn. Phát biểu "Other things being equal, as the confidence level for a confidence interval increases, the width of the interval increases." là đúng: độ tin cậy cao hơn đòi giá trị tới hạn z hay t lớn hơn, nên sai số biên và độ rộng tăng. Phát biểu "A point estimate consists of a single sample statistic that is used to estimate the true population parameter." cũng đúng: ước lượng điểm là một con số duy nhất tính từ mẫu, như x̄ ước lượng μ hay p̂ ước lượng p. Vì hai phát biểu này đúng nên không được chọn.
Mở trang câu hỏi này →
A(238.23, 326.41)
B(487.31, 563.80)
C(513.17, 860.33)
D(326.21, 437.90)
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "(513.17, 860.33)". Tổng thể chuẩn, σ chưa biết và n = 15 nhỏ nên dùng khoảng t: x̄ ± t(α/2; n−1)·s/√n. Mức 98% nên α/2 = 0.01, dùng t(0.01, 14) = 2.624; s/√n = 256.20/√15 ≈ 66.15, biên sai số 2.624·66.15 ≈ 173.58. Khoảng là 686.75 ± 173.58 = (513.17, 860.33). Mọi khoảng tin cậy loại này phải có tâm đúng bằng x̄ = 686.75. Khoảng "(238.23, 326.41)" có tâm khoảng 282.3, không chứa cả trung bình mẫu. Khoảng "(487.31, 563.80)" có tâm khoảng 525.6 và quá hẹp, nằm trọn dưới 686.75. Khoảng "(326.21, 437.90)" có tâm khoảng 382.1, cũng không chứa x̄. Đã có khoảng đúng nên "None of the other choices is correct" bị loại.
Mở trang câu hỏi này →
A420
B105
C601
D747
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "601". Chưa có ước lượng trước của p nên dùng giá trị bảo thủ p = 0.5, làm p(1 − p) = 0.25 lớn nhất. Cỡ mẫu n = (z(α/2)/E)²·p(1 − p) với độ tin cậy 95% dùng z₀.₀₂₅ = 1.96 và sai số cho phép E = 0.04: n = (1.96/0.04)²·0.25 = 600.25, làm tròn lên thành 601 để sai số không vượt 4%. "420" dùng z₀.₀₅ = 1.64 (ứng với độ tin cậy 90%): (1.64/0.04)²·0.25 = 420.25, lại còn làm tròn xuống. "105" trùng với kết quả dùng 1.64 cùng sai số 0.08, gấp đôi mức cho phép: (1.64/0.08)²·0.25 ≈ 105.06. "747" đòi p(1 − p) ≈ 0.311, vượt trần 0.25 nên không thể ra từ công thức này. "None of the other choices is correct" sai vì 601 có trong danh sách.
Mở trang câu hỏi này →
A0.7852
B0.2148
C0.4296
D0.5702
Lời giải
Đáp án đúng: "0.7852". σ = 20 đã biết nên dùng Z₀ = (x̄ − μ₀)/(σ/√n) = (170 − 175)/(20/√10) = −5/6.3246 ≈ −0.79. Với H₁: μ > 175 (một phía bên phải), P-value là xác suất thống kê lớn hơn hoặc bằng giá trị quan sát: P(Z > −0.79) = 1 − P(Z < −0.79) = 1 − 0.2148 = 0.7852. P-value lớn vì x̄ = 170 lệch về phía ngược với đối thuyết, nên dữ liệu hoàn toàn không ủng hộ μ > 175. "0.2148" sai vì đó là đuôi trái, chỉ là P-value khi đối thuyết là μ < 175. "0.4296" sai vì đó là 2·0.2148, P-value của kiểm định hai phía μ ≠ 175. "0.5702" sai vì không ra từ giá trị P(Z < −0.79) đã cho theo cách lấy đuôi nào.
Mở trang câu hỏi này →
Ai
Bii
Ciii
Div
Lời giải
Đáp án đúng: "i". Muốn chứng minh (demonstrate) một khẳng định thì đặt khẳng định đó vào giả thuyết đối H₁, vì chỉ khi bác bỏ được H₀ ta mới có bằng chứng mạnh ủng hộ nó; còn H₀ luôn chứa dấu bằng. Khẳng định là lực kéo trung bình dưới 24 newton, nên H₀: μ = 24; H₁: μ < 24, kiểm định một phía bên trái. "ii" có H₁: μ > 24, kiểm tra điều ngược lại là lực lớn hơn 24. "iii" có H₁: μ ≠ 24, kiểm định hai phía chỉ cho biết khác 24 chứ không cho biết hướng dưới 24. "iv" đặt H₀: μ < 24 không chứa dấu bằng và đẩy khẳng định cần chứng minh vào H₀, trong khi H₁: μ ≥ 24 lại chứa dấu bằng, sai cả hai vai trò.
Mở trang câu hỏi này →
A2.55
B−1.37
C−2.16
D2.21
ENone of the other choices is true
Lời giải
Đáp án đúng: "2.55". Tổng thể chuẩn, σ chưa biết và mẫu nhỏ n = 12 nên dùng kiểm định t một mẫu cho H₀: μ = 3,300 và H₁: μ ≠ 3,300. Trị thống kê t₀ = (x̄ − μ₀)/(s/√n) = (3,690 − 3,300)/(530/√12) = 390/152.998 = 2.549 ≈ 2.55, so với t(0.025; 11) = 2.201 thì |t₀| lớn hơn nên bác H₀ ở mức 0.05. "−1.37" vừa sai dấu vừa sai độ lớn; trung bình mẫu 3,690 cao hơn 3,300 nên t₀ phải dương. "−2.16" mang dấu âm, chỉ xảy ra khi trung bình mẫu thấp hơn giá trị giả thuyết, trái với dữ liệu. "2.21" đúng dấu nhưng ứng với sai số chuẩn khoảng 176.7, tức chia 530 cho √9 thay vì √12; nó cũng dễ bị nhầm với giá trị tới hạn 2.201. "None of the other choices is true" không được chọn vì đã có 2.55.
Mở trang câu hỏi này →
A2.575; −2.575
B2.33; −2.33
C1.645; −1.645
D1.96; −1.96
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "1.96; −1.96". Giả thuyết đối p ≠ 0.325 là hai phía, nên miền bác bỏ chia đều α = 0.05 cho hai đuôi, mỗi đuôi 0.025, và giá trị tới hạn là ±z₀.₀₂₅ = ±1.96; ta bác H₀ khi |Z₀| > 1.96, với Z₀ = (p̂ − p₀)/√(p₀(1 − p₀)/n). Giá trị tới hạn chỉ phụ thuộc α và chiều của H₁, không phụ thuộc n = 42 hay p̂ = 0.247. Phương án "1.645; −1.645" dùng z₀.₀₅, tức dồn cả α = 0.05 vào mỗi đuôi như kiểm định một phía. Phương án "2.33; −2.33" ứng với α = 0.02 cho kiểm định hai phía. Phương án "2.575; −2.575" ứng với α = 0.01 hai phía. Phương án "None of the other choices is correct" sai vì ±1.96 đã có sẵn.
Mở trang câu hỏi này →
A0.894
B0.789
C0.978
D0.687
Lời giải
Đáp án đúng: "0.894". Hai tổng thể chuẩn với độ lệch chuẩn đã biết nên khoảng tin cậy 95% cho μ₁ − μ₂ là (x̄₁ − x̄₂) ± z₀.₀₂₅·√(σ₁²/n₁ + σ₂²/n₂). Sai số chuẩn bằng √(0.576²/20 + 0.776²/17) = √(0.01659 + 0.03542) ≈ 0.2281, biên sai số là 1.96·0.2281 ≈ 0.447, và độ rộng khoảng bằng hai lần biên: 2·0.447 ≈ 0.894. Giá trị "0.789" chỉ đạt được khi dùng sai số chuẩn khoảng 0.201, nhỏ hơn giá trị đúng 0.2281, và không khớp công thức với số liệu đã cho; ngay cả dùng phương sai gộp hai nhóm thì độ rộng cũng là khoảng 0.873. Giá trị "0.687" nhỏ hơn cả độ rộng 90% là 2·1.65·0.2281 ≈ 0.753, nên không thể là độ rộng 95%. Giá trị "0.978" lớn hơn kết quả đúng, ứng với sai số chuẩn khoảng 0.249, không khớp số liệu.
Mở trang câu hỏi này →
A4.27
B−1.63
C−4.27
D1.63
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "4.27". Hai tổng thể chuẩn có cùng phương sai nên dùng kiểm định t gộp (pooled t): sp² = [(n₁ − 1)s₁² + (n₂ − 1)s₂²]/(n₁ + n₂ − 2) = (24·2.25 + 29·3.61)/53 = (54 + 104.69)/53 = 2.994, sp = 1.730. Thống kê t₀ = (x̄₁ − x̄₂)/(sp·√(1/n₁ + 1/n₂)) = (20 − 18)/(1.730·√(1/25 + 1/30)) = 2/(1.730·0.2708) = 2/0.4686 = 4.27, với 53 bậc tự do. "−4.27" đúng độ lớn nhưng sai dấu, vì x̄₁ = 20 lớn hơn x̄₂ = 18 nên hiệu dương. "1.63" quá nhỏ, như thể chia hiệu 2 cho một sai số chuẩn khoảng 1.23 thay vì 0.4686; ngay cả quên nhân sp với √(1/n₁ + 1/n₂) cũng chỉ cho 2/1.730 = 1.156, nên con số này không khớp công thức. "−1.63" vừa sai độ lớn vừa sai dấu. "None of the other choices is correct" sai vì 4.27 có mặt. Giá trị lớn như 4.27 cho thấy hai trung bình khác nhau rõ rệt.
Mở trang câu hỏi này →
A1.87
B−1.87
C1.64
D−1.64
Lời giải
Đáp án đúng: "1.87". Kiểm định hai tỉ lệ với H₀ : p₁ = p₂ dùng tỉ lệ gộp. Ở đây p̂₁ = 480/600 = 0.80, p̂₂ = 300/400 = 0.75, tỉ lệ gộp p̂ = (480 + 300)/(600 + 400) = 0.78. Thống kê Z₀ = (p̂₁ − p̂₂)/√(p̂(1 − p̂)(1/n₁ + 1/n₂)) = 0.05/√(0.78·0.22·(1/600 + 1/400)) = 0.05/0.02674 ≈ 1.87. Dấu dương vì Maricopa (mẫu thứ nhất) có tỉ lệ ủng hộ cao hơn Pima. Giá trị "−1.87" có cùng độ lớn nhưng ứng với việc lấy p̂₂ − p̂₁, đảo thứ tự hai mẫu so với cách đặt. Giá trị "1.64" là giá trị tới hạn z(0.05) của kiểm định một phía, dùng để so sánh chứ không phải thống kê tính từ dữ liệu. Giá trị "−1.64" là giá trị tới hạn phía trái, cũng không phải thống kê kiểm định.
Mở trang câu hỏi này →
A0.038 and 0.069
B0.0038 and 0.075
C0.0038 and 0.069
D0.038 and 0.69
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.0038 and 0.069". Ước lượng bình phương tối thiểu dùng β̂₁ = Sxy/Sxx và β̂₀ = ȳ − β̂₁x̄. Tính Sxx = Σxᵢ² − (Σxᵢ)²/n = 532000 − 2000²/10 = 132000 và Sxy = Σxᵢyᵢ − ΣxᵢΣyᵢ/n = 2175.4 − 2000·8.35/10 = 505.4, nên β̂₁ = 505.4/132000 ≈ 0.003829. Với x̄ = 200, ȳ = 0.835 thì β̂₀ = 0.835 − 0.003829·200 ≈ 0.0692. Cặp "0.038 and 0.069" có độ dốc lớn gấp 10 lần, sai vị trí dấu thập phân. Cặp "0.0038 and 0.075" đúng độ dốc nhưng hệ số chặn lệch, có lẽ do làm tròn độ dốc về 0.0038 trước khi nhân 200 (0.835 − 0.76 = 0.075); nên giữ đủ chữ số tới bước cuối. Cặp "0.038 and 0.69" sai cả hai đúng gấp 10 lần. Có cặp đúng nên "None of the other choices is correct" sai.
Mở trang câu hỏi này →
A92.0326
B1.8782
C427.0798
D335.0472
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "92.0326". Trong bảng ANOVA của hồi quy, tổng bình phương toàn phần tách thành SST = SSR + SSE. Cột SS cho hàng Regression là 335.0472 và hàng Total là 427.0798, còn ô SS của hàng Residual bị xoá, nên SSE = 427.0798 − 335.0472 = 92.0326. Kiểm tra chéo: bậc tự do Residual là 50 − 1 = 49, MSE = 92.0326/49 ≈ 1.8782, khớp ô MS của Residual, và Standard Error 1.3704 đúng bằng √1.8782. "1.8782" là MS Residual, tức SSE đã chia cho bậc tự do, không phải tổng bình phương. "427.0798" là SST ở hàng Total, gồm cả phần mô hình giải thích được. "335.0472" là SSR ở hàng Regression, phần biến thiên do mô hình giải thích. "None of the other choices is correct" sai vì 92.0326 có trong danh sách.
Mở trang câu hỏi này →
A−1.25
B2.00
C2.67
D−0.81
ENone of the other choices is true
Lời giải
Đáp án đúng: "−1.25". Kiểm định H₀: β₁ = 1 với H₁: β₁ < 1 dùng t₀ = (β̂₁ − 1)/se(β̂₁). Ở hàng X Variable 1 của bảng hệ số, cột Coefficients cho β̂₁ = 0.615384615 và cột Standard Error cho se(β̂₁) = 0.307050613, nên t₀ = (0.615384615 − 1)/0.307050613 = −0.384615385/0.307050613 ≈ −1.25. "2.00" sai vì đó là ô t Stat của chính hàng này, 0.615384615/0.307050613 ≈ 2.004, vốn dành cho H₀: β₁ = 0 chứ không phải β₁ = 1. "−0.81" sai vì đó là t Stat của hàng Intercept (0.805268042) đổi dấu, thuộc hệ số chặn. "2.67" sai vì không ra từ ô nào của hàng X Variable 1 với giá trị giả thuyết 1. "None of the other choices is true" sai vì −1.25 có trong các lựa chọn.
Mở trang câu hỏi này →
Ar = 0.802, positive correlation
Br = −0.802, negative correlation
Cr = 0.802, negative correlation
Dr = −0.802, positive correlation
ENone of the other choice is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "r = 0.802, positive correlation". Hệ số tương quan mẫu r = Sxy/√(Sxx·Syy). Cân nặng 60, 45, 58, 53 có trung bình 54; huyết áp 125, 100, 110, 100 có trung bình 108.75. Tính được Sxy = 190, Sxx = 134, Syy = 418.75, nên r = 190/√(134·418.75) ≈ 0.802. r dương nghĩa là cân nặng cao thường đi với huyết áp cao, tức tương quan dương. "r = −0.802, negative correlation" sai dấu vì Sxy dương. "r = 0.802, negative correlation" mâu thuẫn nội tại: dấu của r quyết định hướng tương quan, r dương không thể là tương quan âm. "r = −0.802, positive correlation" cũng mâu thuẫn theo chiều ngược lại và sai dấu. Vì phương án đúng có trong danh sách nên "None of the other choice is correct" sai.
Mở trang câu hỏi này →
Athe scientific method.
Bstatistical inference.
Csampling.
Ddescriptive statistics.
Lời giải
Đáp án đúng: "statistical inference.". Suy luận thống kê (statistical inference) là quá trình dùng các thống kê tính từ mẫu, như trung bình mẫu x̄ hay tỉ lệ mẫu p̂, để rút ra kết luận về tham số thật của tổng thể, như μ hay p, thông qua ước lượng điểm, khoảng tin cậy và kiểm định giả thuyết, luôn kèm một mức độ không chắc chắn. "the scientific method." là quy trình chung của khoa học (đặt câu hỏi, giả thuyết, thu thập dữ liệu, kết luận), rộng hơn và không riêng gì việc đi từ mẫu tới tổng thể. "sampling." (lấy mẫu) chỉ là bước chọn ra các phần tử để quan sát, là đầu vào cho suy luận chứ chưa rút ra kết luận về tham số. "descriptive statistics." (thống kê mô tả) tóm tắt dữ liệu đang có bằng bảng, biểu đồ, trung bình, độ lệch chuẩn, không khái quát lên tổng thể.
Mở trang câu hỏi này →
Aobservation
Bexperiments
Cretrospective
DNone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "observation". Nhân viên chỉ ghi lại thời gian khách dùng máy ATM như nó vốn diễn ra, không tác động hay gán điều kiện nào cho khách, nên đây là thu thập dữ liệu bằng quan sát (observational study, nghiên cứu quan sát). Phương án "experiments" sai vì thực nghiệm đòi hỏi người nghiên cứu chủ động áp đặt hoặc thay đổi một yếu tố (ví dụ đổi giao diện máy) rồi đo phản ứng. Phương án "retrospective" sai vì nghiên cứu hồi cứu dùng dữ liệu đã ghi trong quá khứ, còn ở đây nhân viên ghi nhận trực tiếp khi khách đang dùng máy. Phương án "None of the other choices is correct" sai vì quan sát đúng là phương pháp được mô tả.
Mở trang câu hỏi này →
A{3,6,9,12}
B{2,4,6,8,10,12}
C{2,3,4,6,8,9,10,12}
D{6,12}
Lời giải
Đáp án đúng: "{6,12}". Tổng hai lần tung nhận các giá trị từ 2 đến 12. Biến cố E là tổng chia hết cho 3, gồm 3, 6, 9, 12; biến cố F là tổng chẵn, gồm 2, 4, 6, 8, 10, 12. Giao E ∩ F gồm các tổng vừa chia hết cho 3 vừa chẵn, tức chia hết cho 6, nên là 6 và 12. Tập "{3,6,9,12}" chính là E, chưa đòi điều kiện chẵn. Tập "{2,4,6,8,10,12}" chính là F, chưa đòi điều kiện chia hết cho 3. Tập "{2,3,4,6,8,9,10,12}" là hợp E ∪ F, gồm các tổng thoả ít nhất một điều kiện, không phải giao.
Mở trang câu hỏi này →
A13
B26
C39
D52
E65
Lời giải
Đáp án đúng: "52". Không gian mẫu (sample space) là tập mọi kết quả có thể của phép thử. Rút ngẫu nhiên một lá từ bộ bài 52 lá thì mỗi lá là một kết quả, nên không gian mẫu có 4·13 = 52 phần tử, mỗi phần tử xác suất 1/52. Cách chia thành 4 chất chỉ là cách nhóm các phần tử, không làm thay đổi số kết quả. "13" là số lá trong một chất, tức kích thước của một sự kiện như rút được lá cơ, không phải toàn bộ không gian mẫu. "26" là số lá đỏ (cơ và rô) hoặc số lá đen, cũng chỉ là một sự kiện con. "39" là số lá không thuộc một chất nào đó, chẳng hạn không phải lá bích, lại là phần bù của một sự kiện. "65" vượt quá số lá có trong bộ bài, nên không thể là số kết quả của việc rút một lá. Phân biệt rõ: sự kiện là tập con của không gian mẫu, còn câu hỏi cần số phần tử của toàn bộ không gian.
Mở trang câu hỏi này →