概率論與數(shù)理統(tǒng)計(jì)習(xí)題冊(cè)答案(西農(nóng)版)-免費(fèi)閱讀
【正文】 2. 。2. ， 。方差分析表如下：變異來源自由度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。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。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：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。(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。4．解：令n為該藥店需準(zhǔn)備的治胃藥的瓶數(shù)X為在這段時(shí)間內(nèi)購(gòu)買該藥的老人數(shù)則由題意知，由中心極限定理知，查表得，所以四、證明題1．證明：設(shè) 則有由切比雪夫不等式得，所以當(dāng)時(shí)，即．2．證：因?yàn)橄嗷オ?dú)立且同分布，所以，…，相互獨(dú)立且同分布，且有相同的數(shù)學(xué)期望與方差：，滿足獨(dú)立分布中心極限定理?xiàng)l件，所以近似服從正太分布，即近似服從第五章 數(shù)理統(tǒng)計(jì)的基本概念 總體 樣本 統(tǒng)計(jì)量一、選擇題1.(D)2.(A) 3. (D)二、應(yīng)用題1. 5， 2. 3. 一、選擇題1.(C) 注： 才是正確的.2.(B) 根據(jù)得到3.(A) 解：， 由分布的定義有二、應(yīng)用題1. 2. (1) (2) 3. 第五章 測(cè)驗(yàn)一、選擇題1. ( C )2.（C） 注：統(tǒng)計(jì)量是指不含有任何未知參數(shù)的樣本的函數(shù)3（D）對(duì)于答案D,由于，且相互獨(dú)立，根據(jù)分布的定義有4.(C) 注：，才是正確的5.(C) =二、填空題1. ，2. ，3. 4. 25三、應(yīng)用題1. 2. 3. 第六章 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
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