MAS291Chưa đoCơ sở ngành Cập nhật 11 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

124/400 câuCòn 276
A5/12
B1/792
C1/3991680
D1/95040
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "1/792". Năm bài được phát là một tập con 5 bài lấy từ 12 bài, và vì "theo thứ tự bất kỳ" nên chỉ quan tâm tập hợp chứ không quan tâm thứ tự. Số tập con 5 bài là tổ hợp C(12,5) = 12!/(5!·7!) = 792, các tập con đồng khả năng, và chỉ có đúng một tập là 5 bài yêu thích, nên xác suất là 1/792. Giá trị "1/95040" dùng chỉnh hợp 12·11·10·9·8 = 95040, đó là xác suất để 5 bài yêu thích được phát theo đúng một thứ tự định trước, chặt hơn yêu cầu. Giá trị "1/3991680" ứng với 12!/5! = 3991680, không phải số cách chọn 5 bài trong 12. Giá trị "5/12" là xác suất một bài cụ thể nằm trong 5 bài được phát, không phải xác suất cả 5 bài được phát đều là bài yêu thích. Vì 1/792 có trong danh sách nên "None of the other choices is correct" sai.
Mở trang câu hỏi này →
A0.77
B0.18
C0.08
D0.64
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.08". Gọi A là sự kiện ăn tối gia đình từ năm lần mỗi tuần, M là sự kiện dùng cần sa. Quy tắc cộng P(A∪M) = P(A) + P(M) − P(A∩M) cho P(A∩M) = P(A) + P(M) − P(A∪M) = 0.59 + 0.13 − 0.64 = 0.08. Tức 8% thiếu niên vừa ăn tối gia đình thường xuyên vừa dùng cần sa; phần giao bị đếm hai lần khi cộng 0.59 với 0.13 nên phải trừ đi. "0.77" là 0.64 + 0.13, cộng hợp với một xác suất riêng lẻ, không có ý nghĩa xác suất giao. "0.18" là 0.64 − 0.59 + 0.13, đặt sai dấu trong quy tắc cộng. "0.64" chính là xác suất hợp "or" đã cho, không phải xác suất "and". "None of the other choices is correct" sai vì 0.08 có mặt. Có thể tự kiểm: xác suất giao không thể vượt xác suất nhỏ hơn trong hai sự kiện (0.13), nên 0.18, 0.64 và 0.77 đều bất khả.
Mở trang câu hỏi này →
A0.50
B0.48
C0.42
D0.69
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.69". Gọi I là biến cố thu nhập trên 25,000 đô la, T là biến cố có 2 xe. Số liệu cho P(T|I) = 0.80, P(I) = 0.60, P(T) = 0.70. Theo định lý Bayes, P(I|T) = P(T|I)·P(I)/P(T) = 0.80·0.60/0.70 = 0.48/0.70 ≈ 0.686, làm tròn 0.69. Giá trị "0.48" là P(I∩T), xác suất vừa thu nhập cao vừa có 2 xe, chưa chia cho P(T). Giá trị "0.42" là tích 0.60·0.70, chỉ đúng nếu hai biến cố độc lập, mà ở đây P(T|I) = 0.8 khác P(T) = 0.7 nên chúng không độc lập. Giá trị "0.50" không đến từ công thức nào phù hợp với số liệu; nó thấp hơn cả P(I) = 0.6, trong khi việc có 2 xe làm tăng khả năng thu nhập cao. Vì 0.69 có mặt nên "None of the other choices is correct" không đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A0.033
B0.026
C0.016
D0.675
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.033". Dùng công thức xác suất toàn phần (total probability): tỉ lệ 4:3 nghiêng về nữ nên P(nữ) = 4/7, P(nam) = 3/7. Khi đó P(cao trên 6 feet) = P(nam)·0.05 + P(nữ)·0.02 = (3/7)·0.05 + (4/7)·0.02 = (0.15 + 0.08)/7 = 0.23/7 ≈ 0.0329, làm tròn 0.033. Giá trị "0.026" ứng với trọng số nam chỉ 20% (0.2·0.05 + 0.8·0.02 = 0.026), không phải 3/7 như bài cho; nếu đảo ngược tỉ lệ, coi nam chiếm 4/7, thì lại ra 0.037. Giá trị "0.016" nhỏ hơn cả 0.02, mà xác suất toàn phần là trung bình có trọng số của 0.05 và 0.02 nên bắt buộc nằm giữa hai số này. Giá trị "0.675" quá lớn, vượt xa cả tỉ lệ 5% của nhóm cao hơn, không thể là kết quả hợp lệ. Đã tính được 0.033 nên "None of the other choices is correct" không được chọn.
Mở trang câu hỏi này →
A0.6
B0.4
C0.16
DNone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.6". Hai biến cố độc lập nên xác suất giao bằng tích hai xác suất: P(A ∩ B) = P(A)·P(B). Suy ra P(B) = P(A ∩ B)/P(A) = 0.08/0.2 = 0.4, và P(A) + P(B) = 0.2 + 0.4 = 0.6. Lưu ý tổng này khác P(A ∪ B) = P(A) + P(B) − P(A ∩ B) = 0.52, vì câu hỏi chỉ yêu cầu cộng hai xác suất. "0.4" chỉ là P(B), quên cộng thêm P(A) = 0.2. "0.16" bằng 2·P(A ∩ B), tức cộng nhầm xác suất giao thay vì cộng P(A) với P(B); nó cũng không phải P(A ∪ B). "None of the other choices is correct" sai vì 0.6 có trong danh sách.
Mở trang câu hỏi này →
A0.4583
B0.1121
C0.3724
D0.8721
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.4583". Câu hỏi là xác suất có điều kiện P(trẻ em | thích hamburger) = P(trẻ em ∩ thích hamburger)/P(thích hamburger). Trong 200 người có 120 người thích hamburger, trong đó 55 là trẻ em, nên xác suất = (55/200)/(120/200) = 55/120 ≈ 0.4583; điều kiện "đã biết thích hamburger" thu hẹp không gian mẫu về 120 người đó. "0.8721" sai vì quá lớn: trong 120 người thích hamburger có tới 65 người lớn, nên tỷ lệ trẻ em không thể vượt một nửa nhiều như vậy. "0.1121" sai vì không khớp với tỷ số nào của bảng; ngay cả P(trẻ em ∩ thích hamburger) = 55/200 = 0.275 cũng lớn hơn. "0.3724" sai vì cũng không ra từ bảng, và gần với P(trẻ em) = 75/200 = 0.375, tức xác suất chưa có điều kiện. "None of the other choices is correct" sai vì 0.4583 có trong các lựa chọn. Cần tránh nhầm với chiều ngược P(thích hamburger | trẻ em) = 55/75 ≈ 0.7333.
Mở trang câu hỏi này →
AThe number of eggs that hens lay in a month
BThe price of a product
CThe average height of Vietnamese adults
DThe yield of wheat in a country
Lời giải
Đáp án đúng: "The number of eggs that hens lay in a month". Biến ngẫu nhiên rời rạc (discrete random variable) có tập giá trị hữu hạn hoặc đếm được, thường là kết quả của phép đếm; số trứng gà đẻ trong tháng chỉ nhận các số nguyên 0, 1, 2, ..., nên là biến rời rạc. "The price of a product" được xem là biến liên tục vì giá đo trên thang số thực và có thể chia nhỏ tuỳ ý trong mô hình, dù thực tế làm tròn tới đơn vị tiền. "The average height of Vietnamese adults" là trung bình của chiều cao, một đại lượng đo lường trên khoảng số thực, nên liên tục. "The yield of wheat in a country" là sản lượng đo bằng khối lượng (tấn), cũng là phép đo trên thang liên tục, không phải phép đếm.
Mở trang câu hỏi này →
A10,000
B10,001
C9,999
DNone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "10,000". Biến ngẫu nhiên X đếm số người mang gene IFI202 trong nhóm 10,000 người được xét nghiệm, nên X là biến rời rạc (discrete) nhận các giá trị nguyên 0, 1, 2, …, 10,000. Giá trị lớn nhất xảy ra khi mọi người được xét nghiệm đều mang gene, tức X = 10,000; giá trị nhỏ nhất là 0 khi không ai mang gene. "10,001" sai vì không thể đếm được nhiều người mang gene hơn số người được xét nghiệm; 10,001 thực ra là số giá trị khác nhau X có thể nhận (tính cả 0), không phải giá trị lớn nhất. "9,999" sai vì bỏ sót trường hợp tất cả 10,000 người cùng mang gene, một trường hợp hiếm nhưng vẫn có thể xảy ra. Đã có giá trị đúng nên "None of the other choices is correct" không được chọn.
Mở trang câu hỏi này →
A1
B3
C1/6
D1/3
E1/2
Lời giải
Đáp án đúng: "1/6". Một hàm khối xác suất hợp lệ phải có f(x) ≥ 0 và tổng mọi xác suất bằng 1. Với f(x) = kx tại x = 1, 2, 3: k·1 + k·2 + k·3 = 6k = 1, suy ra k = 1/6, khi đó f(1) = 1/6, f(2) = 2/6, f(3) = 3/6 đều không âm. Phương án "1" cho tổng 6, vượt 1. Phương án "3" cho tổng 18. Phương án "1/3" cho tổng 6/3 = 2, vẫn lớn hơn 1. Phương án "1/2" cho tổng 6/2 = 3; cả bốn giá trị này đều vi phạm điều kiện tổng xác suất bằng 1, chỉ k = 1/6 thoả.
Mở trang câu hỏi này →
ABe decreasing function
BRange from 0 to 1
CNone of the other choices is correct
DBe a discontinuous function
Lời giải
Đáp án đúng: "Be decreasing function". Câu hỏi tìm phát biểu SAI về hàm phân phối tích luỹ (cumulative distribution function, CDF) F(x) = P(X ≤ x) của biến ngẫu nhiên rời rạc. CDF luôn không giảm (non-decreasing): khi x tăng thì biến cố X ≤ x chỉ mở rộng thêm nên xác suất không thể giảm, vì thế nói nó giảm là sai và đây là phát biểu cần chọn. Phát biểu "Range from 0 to 1" là đúng vì F(x) là một xác suất, tiến về 0 khi x → −∞ và về 1 khi x → +∞, nên không được chọn. Phát biểu "Be a discontinuous function" cũng đúng với biến rời rạc: CDF có dạng bậc thang, nhảy một bước bằng f(xᵢ) tại mỗi giá trị có xác suất dương nên gián đoạn tại các điểm đó, do đó không phải phát biểu sai. Vì đã có một phát biểu sai rõ ràng nên "None of the other choices is correct" không đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A1.55
B1.74
C1.64
D1.45
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "1.55". Bảng cho phân phối xác suất của X với các giá trị 0, 1, 2, 3, 4 và xác suất tương ứng 0.19, 0.37, 0.16, 0.26, 0.02; tổng các xác suất bằng 1 nên bảng hợp lệ. Kỳ vọng E(X) = Σx·f(x) = 0·0.19 + 1·0.37 + 2·0.16 + 3·0.26 + 4·0.02 = 0 + 0.37 + 0.32 + 0.78 + 0.08 = 1.55. "1.74" lớn hơn 1.55 gần 0.2, tương đương như dồn thêm khối lượng xác suất vào giá trị 3 hoặc 4, điều bảng không cho. "1.64" lệch 0.09, không khớp tổng tích của năm cặp giá trị. "1.45" nhỏ hơn kết quả 0.10, như thể bỏ sót một phần đóng góp của giá trị 3. "None of the other choices is correct" sai vì 1.55 có mặt và đúng bằng tổng trên. Lưu ý đây là trung bình có trọng số theo xác suất, không phải trung bình cộng đơn giản (0 + 1 + 2 + 3 + 4)/5 = 2 của các giá trị.
Mở trang câu hỏi này →
A0.25
B0.33
CNo determined
D0.2
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.2". Biến ngẫu nhiên rời rạc phân phối đều (discrete uniform) gán cùng một xác suất cho mỗi giá trị của nó; X có 5 giá trị 0, 1, 3, 5, 6, nên mỗi giá trị có xác suất 1/5 = 0.2, trong đó P(X = 5) = 0.2. Khoảng cách không đều giữa các giá trị không ảnh hưởng, vì phân phối đều rời rạc chỉ phụ thuộc vào số giá trị. Giá trị "0.25" là 1/4, ứng với bốn giá trị, như khi bỏ sót một giá trị. Giá trị "0.33" là 1/3, ứng với ba giá trị. Lựa chọn "No determined" sai vì tính chất đều đã đủ để xác định xác suất mỗi giá trị. Vì 0.2 có mặt nên "None of the other choices is correct" không đúng.
Mở trang câu hỏi này →
A0.0299
B0.0345
C0.0308
D0.6164
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.0308". Số người đỗ X có phân phối nhị thức (binomial) với n = 11, p = 0.68, f(x) = C(11, x)·0.68ˣ·0.32^(11−x). Cần P(2 ≤ X ≤ 4) = f(2) + f(3) + f(4); tính lần lượt f(2) ≈ 0.00089, f(3) ≈ 0.00570, f(4) ≈ 0.02424, cộng lại ≈ 0.03084, làm tròn 0.0308. Xác suất nhỏ là hợp lý vì kỳ vọng np = 7.48, nên từ 2 tới 4 người đỗ là vùng đuôi trái. Giá trị "0.0299" chỉ là f(3) + f(4), bỏ mất số hạng x = 2 dù chữ "inclusive" yêu cầu tính cả hai đầu. Giá trị "0.0345" lớn hơn tổng đúng của ba số hạng, không ứng với cách cộng nào của các f(x) này. Giá trị "0.6164" quá lớn cho một vùng nằm xa kỳ vọng 7.48, chỉ hợp với một khoảng bao quanh tâm phân phối. Đã có đáp số đúng nên "None of the other choices is correct" bị loại.
Mở trang câu hỏi này →
A7
B3.33
C1.43
D3
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "1.43". Số phát bắn cần để có lần trúng đầu tiên theo phân phối hình học (geometric) với p = 0.7: P(X = x) = (1 − p)^(x−1)·p với x = 1, 2, …, và kỳ vọng E(X) = 1/p = 1/0.7 ≈ 1.43. Kết quả hợp lý vì xạ thủ trúng 70% số phát nên thường chỉ cần một tới hai phát. "3.33" là 1/0.3, lấy nghịch đảo của xác suất trượt, tức kỳ vọng số phát tới lần trượt đầu tiên. "7" là kiểu tính 10·0.7 của phân phối nhị thức, cho số phát trúng trung bình trong 10 phát, không phải số phát tới lần trúng đầu. "3" không ứng với công thức nào của phân phối hình học và quá lớn với tỉ lệ trúng 0.7. "None of the other choices is correct" sai vì 1.43 có trong danh sách.
Mở trang câu hỏi này →
A0.60
B0.20
C0.30
D0.50
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.60". Chọn ngẫu nhiên 4 trong 6 người không hoàn lại, trong đó 3 người thâm niên từ 5 năm, nên số người thâm niên X có phân phối siêu bội (hypergeometric): P(X = 2) = C(3,2)·C(3,2)/C(6,4) = 3·3/15 = 9/15 = 0.60. Ở đây X chỉ có thể là 1, 2 hoặc 3 vì chọn 4 người mà chỉ có 3 người thâm niên thấp. "0.20" sai vì đó là P(X = 1) = C(3,1)·C(3,3)/15 = 3/15, cũng bằng P(X = 3); ba xác suất 0.20, 0.60, 0.20 cộng lại đúng bằng 1. "0.30" sai vì không ra từ công thức siêu bội; nó gần xác suất nhị thức C(4,2)(0.5)⁴ = 0.375 khi coi nhầm là chọn có hoàn lại, nhưng cũng không bằng. "0.50" sai vì chỉ là đoán theo tỷ lệ 3/6 của nhóm thâm niên, không phải xác suất có đúng hai người. "None of the other choices is correct" sai vì 0.60 có trong các lựa chọn.
Mở trang câu hỏi này →
A0.2137
B0.3249
C0.1881
D0.1710
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.1710". Số máy bán trong tuần X có phân phối Poisson với λ = 1.9, nên P(X = x) = e^(−λ)λˣ/x!. Với x = 3: e^(−1.9) ≈ 0.1496, 1.9³ = 6.859, 3! = 6, nên P(X = 3) = 0.1496·6.859/6 ≈ 0.1710. "0.2137" không khớp công thức với λ = 1.9, x = 3 và lớn hơn kết quả đúng; đổi giai thừa cũng không ra số này, vì chia cho 2 thay vì 3! cho 0.5129. "0.3249" quá lớn so với xác suất tại một điểm của Poisson λ = 1.9 (giá trị lớn nhất, tại x = 1, chỉ khoảng 0.284), nên không thể là P(X = 3). "0.1881" cũng không khớp phép thay số: các xác suất P(X = 0) tới P(X = 4) lần lượt là 0.1496, 0.2842, 0.2700, 0.1710, 0.0812, không có giá trị nào bằng 0.1881. Vì 0.1710 có trong danh sách nên "None of the other choices is correct" sai.
Mở trang câu hỏi này →
A0.095089
B0.904911
C0.653770
D0.346230
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.095089". Thời gian X giữa hai lần khách đến có phân phối mũ (exponential) với trung bình 8.5 phút, tức tham số λ = 1/8.5 mỗi phút, và hàm sống là P(X ≥ x) = e^(−λx). Do đó P(X ≥ 20) = e^(−20/8.5) = e^(−2.3529) = 0.095089. Việc một khách vừa đến không làm đổi phép tính nhờ tính chất không nhớ (memoryless) của phân phối mũ: đồng hồ coi như bắt đầu từ 0. "0.904911" là P(X < 20) = 1 − e^(−20/8.5), xác suất khách tiếp theo đến trong vòng 20 phút, phần bù của biến cố hỏi. "0.653770" là e^(−8.5/20), đảo vai trò của trung bình và mốc thời gian trong số mũ. "0.346230" là 1 − e^(−8.5/20), vừa đảo số mũ vừa lấy phần bù. Đã tính được 0.095089 nên "None of the other choices is correct" không được chọn.
Mở trang câu hỏi này →
A0.4621
B0.3125
C0.9532
D0.5189
ENone of the other choices is correct
Lời giải
Đáp án đúng: "0.3125". Với hàm mật độ f(x), xác suất trên một khoảng bằng tích phân của mật độ trên khoảng đó: P(2 < X < 4) = ∫ từ 2 tới 4 của 1.25/x² dx = 1.25·[−1/x] từ 2 tới 4 = 1.25·(1/2 − 1/4) = 1.25·0.25 = 0.3125. Kiểm tra mật độ hợp lệ: 1.25·(1 − 1/5) = 1. Phương án "0.4621" không khớp tích phân này; nó lớn hơn hẳn phần diện tích dưới đường mật độ từ 2 tới 4. Phương án "0.9532" gần bằng toàn bộ xác suất, trong khi P(1 < X < 2) = 1.25·(1 − 1/2) = 0.625 đã chiếm phần lớn, nên phần từ 2 tới 4 không thể gần 1. Phương án "0.5189" cũng không khớp phép tính. Phương án "None of the other choices is correct" sai vì 0.3125 đã có sẵn.
Mở trang câu hỏi này →
A0.135
B0.993
C0.004
D0.049
Lời giải
Đáp án đúng: "0.135". F(x) = 1 − e^(−0.5x) là CDF của phân phối mũ với λ = 0.5, nên P(X > x) = e^(−0.5x). Theo định nghĩa xác suất có điều kiện, P(X > 10 | X > 6) = P(X > 10)/P(X > 6) = e^(−5)/e^(−3) = e^(−2) ≈ 0.135. Đây cũng là tính chất không nhớ (memoryless property) của phân phối mũ: đã vượt 6 thì xác suất vượt thêm 4 đơn vị nữa bằng P(X > 4) = e^(−2). Giá trị "0.049" là e^(−3) = P(X > 6), quên chia cho điều kiện. Giá trị "0.993" là 1 − e^(−5) = P(X ≤ 10), là xác suất không điều kiện và sai chiều bất đẳng thức. Giá trị "0.004" còn nhỏ hơn cả e^(−5) ≈ 0.0067 = P(X > 10), không ứng với phép chia P(X > 10)/P(X > 6) nào.
Mở trang câu hỏi này →
A0.22
B0.47
C0.33
D0.58
Lời giải
Đáp án đúng: "0.22". Phương sai V(X) = E(X²) − [E(X)]², với E(X) = ∫x·f(x)dx và E(X²) = ∫x²·f(x)dx trên (0, 2). Ở đây E(X) = ∫x·x/2 dx = x³/6 từ 0 tới 2 = 8/6 = 4/3 ≈ 1.333; E(X²) = ∫x²·x/2 dx = x⁴/8 từ 0 tới 2 = 16/8 = 2. Vậy V(X) = 2 − (4/3)² = 2 − 16/9 = 2/9 ≈ 0.22. Kiểm tra mật độ hợp lệ: ∫x/2 dx từ 0 tới 2 = 4/4 = 1. "0.47" là √(2/9) ≈ 0.471, tức độ lệch chuẩn chứ không phải phương sai. "0.33" bằng 1/3, không xuất hiện ở bước nào của phép tính đúng; nó chỉ là phần lẻ của E(X) = 1.333. "0.58" xấp xỉ √(1/3) = 0.577, cũng không phải phương sai của mật độ này. Lỗi hay gặp là quên bình phương E(X) hoặc lấy căn ở cuối, khiến kết quả chuyển thành độ lệch chuẩn.
Mở trang câu hỏi này →