西北農(nóng)林科技大學(xué)概率論與數(shù)理統(tǒng)計(jì)習(xí)題冊(cè)答案-預(yù)覽頁(yè)
【正文】 參數(shù)估計(jì) 參數(shù)的點(diǎn)估計(jì)一、選擇題 二、解答題 （1） 用代替，則得的矩估計(jì)量 （2）分布參數(shù)的似然函數(shù)取對(duì)數(shù) 解似然方程 得的極大似然估計(jì)量 （1），用代替總體均值，則得參數(shù)的矩估計(jì)量為（2）因?yàn)? 所以 取由定義所以 參數(shù)的區(qū)間估計(jì) 一、選擇題1. C 2. A 一個(gè)總體均值的估計(jì) 由于 故查分布表得又 故得的99%的置信區(qū)間為 計(jì)算得樣本均值（1） 總體均值的90%的置信區(qū)間為（2）查t分布表得，總體均值的90%的置信區(qū)間為：計(jì)算得， n1=7，查分布表得，計(jì)算得株高絕對(duì)降低值μ的95%的置信下限為. 每的平均蓄積量為，以及全林地的總蓄積量，估計(jì)精度為5. [, ] 一個(gè)總體方差與頻率的估計(jì) 由樣本資料計(jì)算得,又由于， 查分布表得臨界值從而及的置信概率為的置信區(qū)間分別為[，]與[，].2. 解 （1）由于查t分布表得又，故得總體均值的95%的置信的區(qū)間為（2）由于 ，查分布表得，故得總體方差的90%的置信區(qū)間為3. 解查分布表得 ，又計(jì)算得，故得該地年平均氣溫方差的90%的置信區(qū)間為4. 解 造林成活率的置信區(qū)間為 兩個(gè)總體均值差的估計(jì)1. 解 由于，查分布表得臨界值又從而求得的置信概率為95%的置信區(qū)間為[，].即以95%. 由樣本值計(jì)算得 ，故的95%的置信區(qū)間為3. 解 由樣本值計(jì)算得 ， 查分布表得故得的95%的置信區(qū)間為 4. [，] 兩個(gè)總體方差比的估計(jì)解 查F分布表得故 的95%的置信區(qū)間為：第六章 測(cè)驗(yàn)一、選擇題 二、填空題1. 2. 3. 4. 5. 三、計(jì)算題 因?yàn)閄～N 所以于是， 查分布表得 所以 （1）；（2）. 因?yàn)閄～N ，于是從而，故 （1）；（2） 設(shè)施肥與不施肥的收獲量分別為總體且X～N Y～N ,計(jì)算可得又查分布表得臨界值從而計(jì)算均值差的95%的置信區(qū)間為，.第七章 假設(shè)檢驗(yàn) 假設(shè)檢驗(yàn)概念和原理一、填空題：概率很小的事件在一次試驗(yàn)（抽樣）中是不至于發(fā)生的。（3）、 一個(gè)總體參數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)一、填空題： 。(2).先檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)差 故拒絕原假設(shè) 其次檢驗(yàn) 因 故接受原假設(shè)所以，綜合上述兩個(gè)檢驗(yàn)可知包裝機(jī)工作正常。 兩個(gè)總體參數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)一、填空題等方差。解：檢驗(yàn)因 故接受原假設(shè)即認(rèn)為兩種工藝下細(xì)紗強(qiáng)力無(wú)顯著差異。二、選擇題1. A；2. C三、應(yīng)用計(jì)算題解：該盒中的白球與黑球球的個(gè)數(shù)相等。解： 公民對(duì)這項(xiàng)提案的態(tài)度與性別相互獨(dú)立 因 故拒絕，即認(rèn)為公民對(duì)這項(xiàng)提案的態(tài)度與性別不獨(dú)立。解：（1）（2）第八章 方差分析與回歸分析一、名詞解釋1. 因素：影響試驗(yàn)指標(biāo)變化的原因。一、填空題1. 平方根變換，角度（弧度）反正弦變換，對(duì)數(shù)變換；2. 最小顯著差數(shù)法，最小顯著極差法；新復(fù)極差法，q法；3. 總平方和，隨機(jī)誤差平方和，組間平方和。多重比較省略。方差分析表如下：變異來(lái)源自由度df離差平方和SS均方差MSF值品種間（A）3**室溫間（B）6**誤 差18總變異27F檢驗(yàn)結(jié)果表明，品種和室溫對(duì)家兔血糖值的影響均達(dá)極顯著水平。相關(guān)關(guān)系是兩個(gè)隨機(jī)變量之間的平行相依關(guān)系。2. ， 。（2）把代入回歸直線方程，得 ，故當(dāng)時(shí)，腐蝕深度的95%預(yù)測(cè)區(qū)間為即 .（3）要使腐蝕深度在之間，即的取值在區(qū)間內(nèi)時(shí)，則由方程組解得一、填空題；。2. 。 36
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