【文章內(nèi)容簡介】 15978978合計————：H0 ：兩班的組裝效率無差異H1 ：兩班的組裝效率有差異將兩個樣本的19個觀測值合并按遞增順序排列（早班的觀測值及其秩用黑體），然后賦秩，見表。順序號12345678910觀測值28333439404041414242秩1234順序號111213141516171819觀測值434445464647484952秩11121316171819由表可知。對于，由附表知。由于介于69和111之間，可見兩班的組裝效率無差異。：（1）提出假設：H0 ：新生男嬰體重服從正態(tài)分布H1 ：新生男嬰體重不服從正態(tài)分布（2）計算樣本均值與樣本標準差 ==*158160= （克）S== （克）（3）列表：組號體重分組實際頻數(shù)（人數(shù)）Vi標準化組限Z=概率理論頻數(shù)Ei=n1234567–∞～24502450～27002700～29502950～32003200～34503450～37003700～+∞257121086–∞～～～～～～～+∞合計——n=50——50（4）構造檢驗統(tǒng)計量并計算樣本觀測值==（5）確定臨界值和拒絕域自由度 721=4, （4）=拒絕域為：（6）做出檢驗決策∵= （4）=檢驗統(tǒng)計量的樣本觀測值落在接受域?！嗖荒芫芙^H0，即沒有顯著證據(jù)表明新生男嬰體重不服從正態(tài)分布。二、證明題：1．證：一般的樣本相關系數(shù)的公式是 若改為等級變量值，改為等級變量值，則等級相關系數(shù)為 （1）其中，和（i=1，2，…，n ）均不重不漏地取1，2，…，n等n個數(shù)值。因此 把這兩個結果代入式（1）得到 （2）記，則從而得到:將其代入式（2）得到=證畢。第九章 時間序列分析一、選擇題 二、判斷分析題； 。%，%。這14年間總的增長速度為180%(即2004年比1990年增長180%)。三、計算題：第一季度的月平均商品流轉次數(shù)為：第一季度的平均商品流通費用率為：：(1)年平均發(fā)展水平 采用簡單算術平均法： 年平均增長量 采用簡單算術平均法： (2)年平均增長速度 幾何平均法（也稱水平法）： % 。 高次方程式法（也稱累計法）： 運用Excel2003的[單變量求解工具]解方程式，% 。 (3)1990年98703 —1991年103783 %1992年109170 %1993年115993 %1994年122737 %1995年131176 %1996年138948 %1997年137798 %1998年132214 %1999年130119 %2000年130297 %2001年134914 %2002年148222 %2003年167800 %可見，超過水平法年平均增長速度(%)的年份有：1991～1996年、2002年、2003年。 (4)預測我國的能源消費總量 2005年：167800=182191(萬噸標準煤) 2010年：167800=223803(萬噸標準煤)：平均增長速度=，增長最快的是頭兩年?！〉谝荒甑诙甑谌甑谒哪甑谖迥戥h(huán)比增長速度（%）7定基增長速度（%）7153039：(1)y2010=100(1+10%)6=(萬件) (2) %才能達到翻一番的預定目標。 % 。：兩種方法計算的各月季節(jié)指數(shù)(%)如下：月份123456789101112同期平均法趨勢剔除法：對全社會固定資產(chǎn)投資額，二次曲線和指數(shù)曲線擬合的趨勢方程和預測值(單位：億元)分別為： ，R2=，2005年預測值=；，R2=，2005年預測值=。國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額，可用二次曲線和直線來擬合其長期趨勢，趨勢方程和預測值(單位：億元)分別為：，R2=，2005年預測值=；，R2=，2005年預測值=。：加權移動平均的預測值為：二次指數(shù)平滑預測的結果為：一階自回歸模型預測的結果為：。第十章 對比分析與指數(shù)分析一、選擇題 ； ； ； ； 。二、判斷分析題％(=120%/110%100%)。對于總指數(shù)而言，只有當各期指數(shù)的權數(shù)固定不變時，定基指數(shù)才等于相應環(huán)比指數(shù)的連乘積。、可加總的總量。同度量因素具有權衡影響輕重的作用，故又稱為權數(shù)。平均指數(shù)中的權數(shù)一般是基期和報告期總量（總值），或是固定的比重權數(shù)。，才便于確定各個因素固定的時期；便于指標的合并與細分；也便于大家都按統(tǒng)一的方法進行分析，以保證分析結果的規(guī)范性和可比性?！斑B鎖替代法”適用于按“先數(shù)量指標、后質量指標”的原則對各個因素進行合理排序的情況。三、計算題：分別按不同公式計算產(chǎn)量指數(shù)和出廠價格指數(shù)，計算結果如下：　拉氏指數(shù)帕氏指數(shù)理想指數(shù)馬埃指數(shù)產(chǎn)量指數(shù)%%%%出廠價格指數(shù)%%%%拉氏指數(shù)較大，帕氏指數(shù)較小，而理想指數(shù)和馬埃指數(shù)都居中且二者很接近。3. 解： (=) 萬元。：已知各部門生產(chǎn)量增長率（從而可知類指數(shù)），可采用比重權數(shù)加權的算術平均指數(shù)公式計算工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)，即：。：已知=53950億元，=1+%=%，=1+%=% 。 （1） %，% 。 （2）影響的絕對額為： %。：先分別計算出基期總成本（=342000）、報告期總成本（=362100）和假定的總成本(=360000)?？偝杀局笖?shù)：總成本增加額：=362100342000=20100(元)產(chǎn)量指數(shù)：產(chǎn)量變動的影響額：=360000342000=18000(元)單位成本指數(shù)：單位成本的影響額：=362100360000=2100(元)三者的相對數(shù)關系和絕對數(shù)關系分別為：%=%%，20100=18000+2100(元)計算結果表示：%，即增加了20100元。其中，%，即增加了18000元；%，即增加了2100元。：先計算出基期總平均價格=（元），報告期總平均價格=（元），假定的總平均價格=（元）。再計算對總平均價格進行因素分析所需的三個指數(shù)以及這三個指數(shù)分子分母的絕對數(shù)差額。詳細計算過程和文字說明此不贅述。三者的相對數(shù)關系和絕對數(shù)關系分別為：%=%%，=+(元)。產(chǎn)品質量變化體現(xiàn)在產(chǎn)品的等級結構變化方面，因此，根據(jù)結構影響指數(shù)可知，％，按報告期銷售量計算，質量變化使總收入增加了28400(元)，即：（元）130（百件）=284 (百元)=28400(元)第十一章 統(tǒng)計決策一、選擇題1．。 3. 。二、計算題1．解：（1）根據(jù)最大的最大收益值準則，應該選擇方案一。（2）根據(jù)最大的最小收益值準則，應該選擇方案三。（3）在市場需求大的情況下，采用方案一可獲得最大收益，故有： 在市場需求中的情況下，采用方案二可獲得最大收益，故有： 在市場需求小的情況下，采用方案三可獲得最大收益，故有： 根據(jù)后悔值計算公式，可以求得其決策問題的后悔矩陣，如下表： 后悔矩陣表狀態(tài)需求大需求中需求小方案方案一0100140方案二200020方案三4002000根據(jù)最小的最大后悔值準則，應選擇方案一。（4） 由于在所有可選擇的方案中，方案一的期望收益值最大，所以根據(jù)折中原則，應該選擇方案一（5） 因為方案二的期望收益值最大，所以按等可能性準則，應選擇方案二。3．解：設由于飛機自身結構有缺陷造成的航空事故為,由于其它原因造成的航空事故為，被判定屬于結構缺陷造成的航空事故為，則根據(jù)已知的條件有：=, =, =, = 當某次航空事故被判斷為結構缺陷引起的事故時，該事故確實屬于結構缺陷