x1 样本Y=c∑(Xi-Xi)

∵自然数xi满足x1+x2+x3+x4+x5=x1x2x3x4x5，∴x1，x2，x3，x4，x5都是正整数，不妨设1≤x1≤x2≤x3≤x4≤x5，若除了x5其他全是1，∴4+x5=x5，∴不可；∴

一步一步输入就可以了.在上面的对话框.

EXi^2=Cov(Xi)+(EXi)^2=θ^2+μ^2ET=1/n∑i=1到nE(Xi^2)=θ^2+μ^2

∑xi=(x1-x)+(x2-x)+(x3-x)+---+(xn-x)=(x1+x2+x3+---+xn)-nx=0因为x是平均数,所以上式恒成立,同理可证∑yi=0

由林德贝格中心极限定理lim(n->∞)P{{(∑Xi-nμ)/[n^(1/2)*σ]}>x}=1-Φ(x).其中Φ(x)是标准正态分布的分布函数.

由Xi~N(3,4)得Xi-3~N(0,4)得(Xi-3)/4~N(0,4/(4^2))所以(Xi-3)/4~N(0,1/4)

这只是分子∑(xi-X)(yi-Y)可以化简成：∑(xiyi)-nXY如下：∑(xi-X)(yi-Y)=∑(xiyi-xiY-Xyi+XY)=∑(xiyi)-Y∑xi-X∑yi+∑XY=∑(xiyi)

题干中总体X的样本均值的等式,将右侧分母上的2乘到左侧,右侧不就是解二第一行的两项相加吗?再问：在抽样分布那里有个∑EXiEXn+i=∑μ^2 。n+i是下标EXi=μ 这个我懂，

依概率收敛于E(X²)=D(X)+E²(X)=2+4=6E[Σ(Xi-X均值)²/(n-1)]=s²=no²/(n-1)E[Σ(Xi-X均值)

EX=E(1/n∑xp)=1/n∑E(xp)=μDX=D(1/n∑xp)=1/n²D(∑xp)=1/n²∑D(xp)=σ²/n相关系数就是协方差和2个变量方差的积平方根的

当n=1时1+x1>=1+x2设当n=k时,(1->n)π(xi+1)>=1+(1->n)∑xi那么当n=k+1时,(1->n)π(xi+1)=[(1->k)π(xi+1)]*(1+x(k+1))>=

这个题应该还有一个条件,就是个样本观察值相互独立吧!依题意,有E[ỡ]=σ,令E[Xi]=m,则E[Xi^2]=D[Xi]+E[Xi]^2=σ^2+m^2所以,E[ỡ]=E[k

∑从i=1到n[xi－C]²=(x1－C)²＋(x2－C)²＋(x3－C)²＋…＋(xn－C)²=nC²－(x1＋x2＋x3＋…＋xn)＋[

ifa>0a+:=aelsea+:=0再问：if这跟编程语言相通tellmereason(background)else告诉我这是你的猜测吗?再答：这是定义，没有理由也没有猜测

X1,X2.Xn来自总体为N(0,σ^2)=>∑xi~N(0,nσ^2)=>∑xi/√(nσ^2)~N(0,1)=>[∑xi/√(nσ^2)]^2~x^2(1)=>C=nσ^2

记Y=∑(Xi-X)².X,Y一般不是相互独立的.例如n=3,X1,X2,X3都服从-1,1两点均匀分布.可以算得P(X=1)=(1/2)³=1/8.P(Y=0)=3·(1/2)&

注意到相同下标的X不独立,不相同下标的X相互独立,则该题就解决了

x1+x2与x4+x5在地位上相同类似的,x2+x3与x3+x4地位相同地位相同的只需讨论其一1.如果x2+x3最大设为aa+x1+x4+x5=1要使a最小则其余数尽可能大x1+x2最大取a最大取x1

题中的i,n应该相同.下面把i换成n.把x1,x2,...,xn中的非负数,依次称为y1,y2,...,ys.把x1,x2,...,xn中的负数,依次称为z1,z2,...,zt,于是s+t=n,y1

cov(X1,Y)=1/n·∑(i=1~n)cov(X1,Xi)=1/n·cov(X1,X1)=(λ^2)/n所以,选A再问：cov(X1,X2),cov(X1,X3),cov(X1,X4)…cov(