数理统计课后习题问题详解.pdf-淘文阁

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9、2（乂）-，0），必 4乂,P（匕）=-I (k-)l(n-ky.g力EQ口产“5助!(1)!(T)!g（M，为，乂），刀！-/bur(D!5-2)!(”_ )!e-衣（I 皿。+1）“Z 2 (1-”(Z)n n-好(Of、J (-1)尸(与)-F(X 1)广2 /(X 1 )/(X)覆 X“%”.%八X i，-。其它尸(%)=(1-e-y F(x(1)=1-(1-尸(初=1 -e-3/(x(I)=(l-F(x)-/(x)=f xw)=尸T(x)/(x)=奴1 一 e )e、J矛(T)(l-e-)-l +e-力e*S O-e H)玉(X|产)i 0 .其它2 1.解：次序统计量为：(-4.2

10、,-2.1,-2.1,-0.1,-0.1,0,0,1.2,1.2,2.0,3.2,3.2 1,2 2 )样本中位数为：3=x“+|=x(7)=0堂极差为；/?=xw=x()=2 2 -(-4.2)=2 6.6若增加2.7,构成容量为1 4的样本中位数为：卜；(。+回=0.62 q)(2 i 2第二章参数估计第三章日月独立”:-芍）口 N（0,2cr2）j%口 i Z2（-l）t#-l 0 k 2-l3=;邕区炉号电代7=1 K令得:后=2（-1）,(xw,-X,)2 2O-2(-I)2,k（2）注意：西与无不独立，七一1=五一,x,-Y x I1%-匕卸片K这时:X,与，力

11、巧是独立的，i“j=/拶卜熟巧。拶，）JTfei Jx.-xL O,C T:),故 J T,口“(0,),而,若|x|=J-同 V”4 二E|A-x7*序栏=。得：*=J列；。2.(1).虎4玉=烈&,=E x a,=ExQ）DQ丙孙婷.令尸（4,%,“，）=婷,力0 =1为约束条件。z=l E /=J iT构造拉格朗门函数：Q(a i，%qf 4，6,aT fa,T 卜+%?7I，-1 )，z )皿0al建da.2 a l +4=02 a,+2 0 c=%=*=，=a“=-1=2 aQ+A =0 4=Ii又 f a =1,.a】=a：=au=1为0(区)的唯一驻点fin/.尸 9

12、,%)在a,=时取最小值。n23.解：0 x0令丫 =maxxiA?/1fSy)=nFny)f(y)ff,0 x e(0,8)其它(y)=-0,Dy=-伊w+l 5 +加 +2)(1):E&y=2Ex-2Ex=0,E02=-maxx,二伫二 8篦+1 力 +!n 3 n n(n+2).-.D鸥 D02.,.&更有效。4.(-2y=y (-2)1 X 乙 =y =e，K=e u,计：毕.”0 M!X i-()王！7 n 2 KS.Eu=-V iEXj=-x u x V i-u/I)勺 +】).为的无偏估计。MSE(u-)=E(u-w)2=(W-M4-E-W)2=E(u-E uf=Du八A_

13、4,_ 4a2+.，_ 4/力(+l)(2+l)_ 2(2+l)/岛尸4 r 5+疔与=&+1户、6=3叱1)6/32=，四2 =EX?=DY+(E Y)2=o2+0=0 无偏性/r.i沿人),li njQS=|i m-a4=0-*/TJC 力0V是/的相合估计，a2U N(a2,-a*)nR7.MES：2=Er，f-=7 x(z n-l)=-n-b 2n(7 n w.h m.-n-la 2=a2“T 土 nc z a4八词 S 八2(w-l)2DS-D 二r x 2(-I)=-cnr a n nB m-2-5；-1)2 nT=0是4的相合估计。8.西=卬0 -p)=戊 X(1-”T

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15、估计(匕;。)=力/(%;。)=4，乂 (0,。),更吗臀 =-0E8cG 6设次序统计法：X。,0=-且，代入样本值。=0.30+2 x-l：最大似然估计：,/)=j l/(X,;0)=(，+1)j f x,fI r=|LnL(X;f)=nLn(0+1)+i 9Z n f J A；=nLn(0+1)+：应 LnX,MJ=1必 d 0令8=0，使得:)=080巡-l +d，代入样本值夕=0.2*12:(.1).：MX,;8)=力 /(A；6 )=n X,声,=1U/2.|y LnL(Xt=nLn0+!)+J 在-4 汇-2nLnd=i 6/M1 -J j XI I，(2):L(X,;6)=

16、-e 4,LnL(Xi,0)=-Vj-Yj-nLn2-nLn)=-X,+nO,0W)=力 0智 90：.e=矛=盥p,时(%;8)为最大:.Q-minX：I*，I-看力口 )i-)*,琮(4):1(,;a,/?)=uda p 叱dLnLX,a,p na n币二下一丁力：.(%;a,夕)对a为单增*a -*a)“(2)4 工丫/.a=加加X,时(X,;a,3)为最大。一，”令 =逸啊=小&_ 7daa=m0f-lbln（X,;，）=x,-”lng6|a|5nLX-6）自用see23令也簧丝。,J力=欧=EX=&（分布；a=,尸=*,EX=0）无偏c(8)=J/W)=-g,7 =元

17、 A(X，,X)=I(7 U又为充分完备统计量曲=E（e 17）=E（X IT）x为它的 M%/）7:/（x）=-y p e 2/-ZL.1 ，-7 1 fta%；，）=n /（X,）=!.T yi （疡）k(1):易验证7 为，的最大似然估计ET=-nEX2=DX+(EX)2=cr?为无偏估计n由用卬2)的表达式可得，c()=-!-(后)/-.i 2 b.二 T 为完全统计量 T存糖琲苗为(2)X =(X,.,%.)的联合分布密度为二 c(0)expb(0)T(x)h(x)其中 A(x)=l,r(x)=J X；,b(8)=-1,。矽)lirl2b由定义它是指分布族，从而T(x)=x；是寸的一

18、个充分统计量j=l=4丁仕)=4 片。八”)O 0 /=!.，.(而=小从而匕=品为 3*的无偏估计.乂匕和匕都是充分统计量 T 的函数，即（%丁）=匕及E（匕储=匕，故匕，匕分别是b和3 b 的最小方差无偏估计.1 8解：3”.,工）,的联合分布密度为1 一 ”“号一 1 c（e）=e *,T=（7；Z）=（N二 x；y令（2步尸口8=也）=詈,-3）血乂，尤）=1（刀*；）是（2 尸的充分完备统计氨也有（无 S：）7 也是（）的完备统计最，又又是的无偏估计，S：是人的无偏估计因此有E（iX+4 S；2）=3”+4 也就是3 T +4 s：是3“+4。?的无偏估计。乂E（3

19、斤+4 s?婷局）=3 了+4 S；2A 3X+4$：是%+4,的最小方差无偏估计E2 X：-5 s：2 1;E X?-5 E 5 S：z =以-5,=r-4，因此力尤-5 S?为苏-4，的无偏估计*/=）故电兽用-5 s;（冗叫=：成 1-5 E S?为最小方差无偏估计1 9；(1业口2(0,1)3。)=Lnf(x,ff)=-Ln 忘-白二的?1(9)=E 磔&=E(x-d)2-D v=1c6 j故下界M X U(0.有。=力,(。)0)=,Lnf(x,。)=-Ln90“、rdLnf(x.0)厂 1 1/=标=铲故下界为,力=S/上/t 3 6”(3):由X 口 B(n,

20、p).得尸(X =x)=C；p l-p/7即 x,p)=C F-p)*7Lnf(x,p)=上“C：+xLnp+(N X)LK(T-p)所以/(p)=E曲E”-Np 加 J IP i-p J p 0-p)DxP3(l-P)2.卜界为晨9)/=4 P2 _ 4-(1-p)J /f t/(p)nN/小/p(l-p)20.证有效估计,首先要i i E明点的无偏性(1)E a3-x nX-=(D X-(X)2)=T:nZ)(a5)=-D(Z x,2)=4 玳(五)2 =空n n/i cr nd a 2。co1 2(-l)2.2b,)=1_二笆万（；）一7li m I7 7 H.mn-b 4=。/m(

21、a)n，S是b?的渐进无偏估计 7 =xw xf l.Y -“=X-N(O,1)则 E|X|=J 2，杯是。的无偏估计22.先找a?的一个无偏值计G?=1 W(X,_ 1)2,。方2=叱由前知一二-二至E T .6,=-1)2是/的有效估计n，-i23.先求儆最大似然估计G-(nrlE T a)ia)ln(w；e)=a I n 6-曲 +(a-l)ln x,一献 n(a)i=I /-I3 ln(x;0)na ；八为十d i n/八 K a 1-=zx,令 e=e f变-=o =6 =SO 0/-I dO x11 y由定理3.4 g(8)=:在侬连续知前。)=8

22、 0 a)=l x L =l x r(a +1)x 5 =1a a 0F(a)a0T(a)0。自(6)=4 x 生=工 E X、(X)=$a H n a naO/=_(驾智)=_ 例券=弟而32 1 1=，d 9 8&n l nad.W)=-，0(8)=；=三是J的有效估计。nl(0)e a 624.(1)选取统计量U二 7 i 八2夕 N(O,1)笈%P|U|(=1 -。=0.9 P -a U a =0.922 72(%)-1=0.9 (”)=0.9 5=ua-1 .65222故的9 0%置信区间为(2.1208 7 5,2.129 125)其中工=2.125 2)选取统计

24、已知故选择俄数/=三（五二包）2=4（毛 _）2，=i （T （J，1Z（-o）Z（x,-o）Z：Z：（）故的I-a置信区间为（0一L,与；）力”-X,；5）3 0.由公式可得通95%置信区间为（n-时（n ）S；结果为（密，等V406 V13J)3 1：由7=.一力-(必-修)四式02)-_2)P7|/?(4 +-2)=1 -a=0.9 5 得笆信区间为(X 为，%(+2 2)x(X .+/%(=+2 2)x -1)$；：+(%-1)喧2/,/?,(,+n2-2)V勺+%/(4 T)S；+(%-1)S：；)卜产式/+2 -2)V 4+%结果计算的(-

25、6.24.17.74)32.选用统计量F=y )广(勺由于%?%(4,4)，切:/J(0.3159.12.9)._.-33.由 n-1 x =67 00 s：=220故单侧置信下限为Xtan-)V W代入值得6592.47134.选取统计量：5-斗 /(Db由2一(-1)=_ 7P J 生%=09 5代入数据的b 得置信上限为78.042：4,4)=l-a得;刍得置信区间为:其中a=0.05a=0.9 5得35.记抽到一等品为“1 ”其它为“0”则总体X服从二点分布B（l,p）由题意：n=lOO m=64 由 l-a=9 5%tt/UQ/=1.9636.记次品位“1”其它为“

26、0”则 n=100 m_16 a=0.05故置信上限为-+M0/J-x-(1-)=0.244n V w n n置信卜限为-wB/J-x (1-)=0.10lnn n37.P(Xx)=e A 故 E(X)=4。()=2x由中心极限定理n 充分大时E K-就 i?HmPd L-。)=仁 =2山：小 Qn入 J 2 万乂置信度为-aji-*,-n从而有卜化简的4 得置信区间为（儿无）疯 -4 4 为矛-（2天+4（/。，）；1+无 2=附两个根.n第三章统计决策与贝叶斯估计第四章3.因为 X Q N(0；(72)所以丫L 之X；口 1(n),丫2=4S(

27、X 对口/a i=i a i n EY,=n,DY,=2nEY2=n-l,DY2=2（n-l）.Ej x,2=nc r2,D W=2n/i=li=lD力（X；-又了 =2（n-l）/E （X,-X）2=（n-l）o-2,i=1R,S，仇2）=E（歹 _0 2）=D G；=D（X-又）2Ln-J i=iR2（a2,）=E（C T=-72）2=E|-5（Xi-X）2-f f:n i=l，X（Xi -又产一o,n i.i=D （X,-X）2-C T2+”=-*2（n-l）o-+-o-2-c r2 =a*RJ4G；）=E（云=D（B _，）+E（回 _ 叫了 =_ 1.R,S，6；）=E 区

28、 2）2 =D（B-4）+）（云 _码=2 .（I,宕）=E（r d）2=D（负/）+E（文 _ ）了=击因为 R5R3R,R4R,所以6；的风险最大，宕的风险最小。4.因为 X。N（,），所以丫=二（%-对口/（n-1）b i=i1 n _E Y =n-l,D Y =2 n-l）：（-X）2所以昭 2 3 D I：=含R （,d,出）=E 同-G 1=D（云一，）+同级-3 ）了 =壬R,（A，cr3,CT2）=-1 T4.%（小，,可）=高 JRa R2 0)可以看出后验分布是r 分布r1a+Z x,n +，|的核；:所以泊松分布P(4)中2 的共蛹先验分布为r 分布。，,：7

29、.样本的联合密度为/X口仰4)=彳=声1 3 赢!口口，k =l-X j E 战！i=i 样本与4 的联合密度为f(x,7)=q(xM)”(/l)Lk/lF e*，3 ，:(X,X J 的边际密度为：g(X)=f(x )d”k L e Ti”=Uh(幻 X)=华?=(：+)”：户十郎.:；./；g(x)r(nx+2)4 的贝叶斯估计为(平方损失下),/、疝+2 1六刈(小)小需号尸心一二端、西二9.样本的似然函数为nx+2n+1q(x|O)=*8=6e一.而e的先验分布是:9(a+y(o)，样本 X=(Xj-x“)与 6 的联合密度为 f(x,O)=g(x|B)Me)=k e fJ

30、 x浮样本的边缘密度是g(x)=pXx,0)de=k，ei-ne/(n+a+1)(nx+-)O4n+,。的后验分布为:八(nx+-rn*幽幻=舒=品而y 衣、用ea+ne p在平方损失下,0的B估计为:e=10h(0|x)d6=-(nx+-)a44-(nx-。泊e 9 d0=_ Inx+-pn+a+i8.V XB(n.p)，q(x|p)=f l c：，p”i-p)f=k p R-p)“F(k=f c：-)V n(p)=1,0 p 1：f(x,p)=K(p)q(x|p)=k p加(1-p)5g(x)=f(x,p)dp W p&(1-p尸，p=k rnWj/+l)4/r(n*+2)帅叱爵F 焉需冬

31、+产。-p产p 的B 估计K E(p|x)4p h(p|x)d p =花晶冷J 1n +2n1 G.已知h(p|x卜厂;p、(l-p)iX,加小卬=k p多(l-p)n-?X,.(0 p I)因为、96)=92 =2 3)-。)2由定理4.3知，p的B估计为.B(a(p)p|x)_ k pP-E p(p)|x):i=i xn风险的数R(p M =E p L(p,b)=-TTU-ZX,-p(l-p)(n fr-p(l-p)卜 Ml)1 力k x,.p p-(l p)M d p1 Sx，、吁之 X,)Gp)P -P)&d p色乂加空,7加1)!P,小,训!依 x.-p)p(l-p)E您 X-P

32、；+(，n p-p 二一1 1.因为X D N(0,/)，所以样本似然函数为gkl/bf Lwe xp i-卫内为M c r o c 1 1 所以f(x,(T?)x(丁二)2e xp，一号亍后验分布h(，|x (J“g x：e xpZx：2/i=lnE x；令1=上、一上式二C TI 1,v-T-eI-2?从而看出t服从/(n +2),故有小；(n +2)t%卜,2 G-6)wJ检验函数：/(+；尊 4聿*若检验函数为：s(x)4：得则有邛=卜47犯第一类错误的概率：P=P1 7|“6 4尸 4 x j?x 卜-。(2)=0.1 2 2 7 5犯第二类错误的概率：P=尸&?x卜1

33、-呢)卜0.53.单侧桧验选统计坦：=2 5-)1/2v/0:M0。（一，“=005(TW”r 不 L 6 5 j 做内 95)于=1.96声费=8未落入拒绝域接受原假设4.原假幼儿:w=0.5 c|总）.5选用统计证u=CT;y inx-0.5 _ _-=2.20,0 1 5.3x-0.50.0 1 5/31.96，拒绝 1 1 作不正常二 .v-r-(z-w1)卜，八、.(i)?；=：一.-ZN().)：版f ，JT I柜绝域为W二卜、p:7 “卜C T/（.风）=乙”（底卢卜尸/T-F(TL*“书v=6.二斯为)=20.0设零件长女为防悦变M X,则X、(u,。),未知选取

34、统计黄小士，I,”比成立时)r拒绝域甲邛中卜4 产J X；:A I其中a=0.05 乙=2.3646 1=20.1S；=工外，-泮0.03 7 s：=0.193n-l 1x-uQ j;20.1-20 r”4v.卜，/=1.46 2.3 646|./VM|；O.I93/8二接收H7.儿 =O/1：H/o=i 2100U 6同理选取统计的r=T=I.，皿、小口成立时计算得，拒绝凡8.单侧检验(1)儿血0.5%：:，0.5%选取统计纸7，=-：厂t(n T).Y：J”也成正时：拒绝域：代k白捍一%1)%(9*1.8 3 3 1拒绝瓜x-u0 0.0 0 4 5 2-0.0 0 5

35、s*J 4 0.0 0 0 3 7 x 屉-6.8 3 T“（9）（2）”团。.4%3产0.4%选统计蛇x 一四1 x2(/?-l)k拒绝域：吗便芈飞式山卜也单 3.3 3a(0.0 0 4)因此接受H-9.“必叫声 :因含锌鼓网从正态分布且方差相等，可选统计出:八.，1】(出二立一.网汇a,(,廿 -2).7(w.-l)s；：+(,-1 ,；V 勺+%代人数据知7|=0.2 3-0.2 6 9 1 9 x8 x1 5 1,，,J-卜 0.2 0 67 8 x1.3 3 7+7 x0,1 7 3 6 V H !小 j ”：+%-2）叫心（I 5）=2.1 3 1 5因此接受乩

36、，即认为含锌第均值可看成甘1 0./。汇产/：。产。2选取统计稔F=笠星 FE-1.a-2)Sn2.%X：冬,或沙=卜:电气仇一 5：-2”I 5nJ)I S 1 )其中W为拒绝域有计算结果可知：可以认为。产。，在这个条件卜乂有0 产 2 C“I M H 2选取统计巾J(H：；+6?,-l).f 2 .，小t(n.+n,-2)当乩成立时乂拒绝域为a r&劣砥”返二2）（jI 1v5-M 仆配“廿；,一母的2包+叱2）=0 8 5 3 0 8 7 8 4拈西+（%-1 底，+%所以接受H所以可以认为两种产从米C l同一正态分布1 1.先检的方英是否可看作相等：O 尸/Z T

37、产选取统计地卜=建在-尸S-l“2-2）S/I%当儿成立时,与拒绝渣甲=卜涉（-1,%或甲=卜,与（|,”2即忆卜系“中或用=卜条0.2 2 6 j$；=/浮=就卜-6.0 2）=2 3 3.7、/岳9-6 4.6）；2 9 7.2 8“：$,；=0 7 8 6 ，所以接受 I I”由此可构造1的统计;批检验%跖=2 c H 必*%,；获U杵尹当 H。不成 M时的拒绝域”必(+%-2)，)+:f(,+,-2)=必 2 1 1 9 9 作 0.5 7 2,1 1 9 9所以，接受儿，说明无显著进步2(1 )先验证仇：(7 广一月。产(2)若接受再验证从明=%产与 II类似1 3.%

38、5=%=0.0 0 0 4 c 1 :。产工 0.0 0 0 4选取统计城殖=(”冲(7当乩不成立时的拒绝域为2,x:.v.r割T)或;/=X2 2 6 或小二 r%2 尸 u l,：-1)或管尸.(勺-1,%-1)S ：,2%安计算仔：接受/“.1 4.=B-Hi:g /巴选取统计%h k=-Fin.-l)s：1/o :不成立也拒绝域为：s :s W:F”(，?1-1,2 _ )以戈一R 尸 a (:一 1，勿2 -0 *三用h接受H 2.S：吃 M-L”,-I)或 A-Va (/1)-l.r a,-1).S：7 葭匕经十算，接受名。(2)选取统计讨：T=32).怛迎9-

39、+-2)J(“嬴 V a+町拒绝域：经i l T,接受。1 6.H(i:/：2 li&o H、:u 2 1怨也取统i l；3 7x-NS：7”t(n-1,当“0不成立时：=x 21/x：T/_ 1)经计算得，接受17.Ho：5；E 6,8)sc.x:警 3,69,SZ;S*乂上=0.653.69 接受小,可以认为甲的精度比乙高.S】1 8.采用示性函数：X,-i,抽出的是次品o,抽出的是正品记X=2*,8(480,p)M?/：p 0.02,.“=480 较大.牛 N（O,1）。叩q；选取统计量；与典Jnpq当 H 不成立时拒绝域x-480 x 0.02X：一-UaV480 x 0.

40、02 x 0.98X-480 x0.02 。门x:,0.8289V480 x 0.02x0.9812-480 x0.02x=12 时，-；，-=0.7824 uaV480 x 0.02x0.98.接受。，故可接受这批产品。s：Z19.Q)利用统计量广=4F 限 T%7)s：/)，a2检验/：。；=g=“I:er,牛 o?经计.算接受在上述条件下，再利用统汁量T=1 一一7 3 一&)心电(-2)+n _2)倔-内：+(%-1原 V%+2检验与：；=%/,:#外经计算接受月。9 3 4 I20.H,：A o=-=_ =_ =_ 勺Pg34-64 x 16一乙 964*-16310-64x

41、 1664x 16|20-64x 64 x 16=1.44+当儿不成立时的拒绝域/=/公(3-)=宓 5.99乂,.,义;片二接受”0。2 1.解:令八=P?，P L 2P(1-P)0 3=(1-埒，欲检验的假设为：Hu：频率比为P1.：?”/，设观察到的二类数最分别为八%，%仇+%+4=)，.采用最大似然估计法估针P，似然函数为：/.(/)=俨 2P0-P)H(”尸，(/=10.%=53.n,=461也次 j =+%+S+2%_ l=O.dP p P t-p 3 I-P得P的最大似然估计为户二守，其值为左需=。.3 3 5从而pt=P2=(2 0+

42、5 3 I 2 1 8 )=0.3 3 52=0.1 1 2力 2 =2 P(l-?)=2 x O.3 3 5 x 0.665 =0.4 5A =(1-A =0.665?=0.4 4统计量观察值为C E-脸丫=(1 07 09x 0.1 2 +(5 3-1 09x 0.4 5)2 +(4 6-1 09x 0.4 4)?一&-诟*-1 09x 0.1 1 2 +-1 09x 0.4 5 +1 09*0.4 4-U-4-.-8-7-5-H-1-5-.-6-H-3-.-8-4-2-0n.o8A01,1 09x 0.1 1 2 1 09x 0,4 5 1 09x 0.4 4由a =0.05,自由度-1

43、-1 =3-2 =1,查才?分布表得临界值，=3.8 4由于照=0.8 01 3.8 4 =/Q故接受/,可以认为数据与模型相符。2 2.以总体分布，的最大似然估计作为总体的参数估计值衣=元3 2 仇-可2,1 r 7 x(-1 7.5)+1 1 x(-1 2.5)+1 5 x(-7.5)+2 4 x(-2.5)+4 9x 2.5 +4 1 x 7.5 +2 6x 1：L=/I =-2 001 1 7 x 7.5 +7 x 2 2.5+3 x 2 7.5=4.3 7 5d2=yx(-T)=94.2 72 00tr X-(4.3 7 5,94.2 7)P i o =(二 20-375 _ Q

44、O233 _ 0 0 0 6|=o.o i 7 2I 5/94 7 J V 9 PK.P 1 00PM=0.01 7 2.0(=H 叩河。不成立时拒绝域=/（10-2-1）=份14.1经计算接受23.解:用X表示树木的胸经，欲检验假设H。：总体X服从正态分布N仇,卜设为样品总数，N为分组数，乂为第f蛆的组中值，为第，组中的样品数,.|it 1 Q2贝ij 口 =X=必 =(1 2 x 4 +16x 11 +.+44x5)-=27.6!才y,力-可)/-I=32.74Sn=5.72,0 =5.72(!2-27.6I)2x4+(l6-27.61)2x ll+.340+(44-27.61)?x

45、51=-检验林区全体树木胸经的分布是否服从正态分布“（27.61,32.74）.作标准化变换。=X-27.615.72则UN（0,l）。利用标准正态分布表，可直接计算5（x,）的值。2 =SUp|尸“(x)-尸 a max网(x,)-F(x,=0.0342OVXVR6D“=V340 X 0.0342=0.6306对a=0.0 5从&的极限分布表查乙。=136因小，,7，（2）=5.99则拒绝假设H。，即公民对这项提案的态度与性别不相互独立.2 8.解：用X表示效果，y麦示年龄，有耳0：疗效与年龄相互独立.128-117 A 55.10 9.10 0 .91P 丽P 丽外=丽必=丽0 =30

46、 0，/?3=30 0、-啜2 8产=30 0 x“10 0 x128J O-30 0-+10 9x128-10 0 x1283 2 1 2 1 30 0一 91x128“10 9x11728-30 044-1 1 1 2-卜 3，0 010 9x117 10 0 x117心 91x1174 5-V 30 091x1172第-曙21 O10 0 x55i o-30 010 9x55+10 0 x55(y A 91x55I 30 0+-91x552=30 0 x(0.0 0 94 +0.0 0 17+0.0 0 4 0 +0.0 165+0.0 0 21 +0,0 0 85+0.0 0 15+0

47、.0 0 0 0 2+0.0 0 14)=13.536乂髭8 =9.4 9故舅 x oM则拒绝Ho,认为疗效与年龄之间不相互独立。第五章方差分析与实腌设计第六章方差分析与试验设计1.解：设各小学五年级男学生的身高升，X.匕相互独立，且服从相同方差的正态分布以4,=1,2,3.要求检验假设上;内=出=心卅：从不全相等。将题给数据列入表6 T进行计算。表6-1学校身高数据j（沙yJ1128.1I34J133.1138.9140.8127.4802.4643845.76107456.642150,3147.9136.8126.0150.7155.8867.575255

48、6.25126038.873140.6143.1144.5143.7148.5146.4866.8751342.24125261.12I2536.72147744.25358756.63由上表可得：=1x2l47744.25-l(2536.7)2=456,8812O i y J X V /j 0 103 6 3 6 is：=358756.63-：X2I 4 774 4.25=799.2550z=i j=i(t f b于是统计量观察值尸=尊瞿需?=4.3717799.2550/3(6-1)给定a=0.05，杳F分布表得。皿(2,15)=3.6 8,因为4.37173踊,所以拒绝H。，即认为3所

49、小学专年级男学生的身高有显著差别.fif.2.解：令z表示第，个型号的仪器在第/次检查时所得的数据，根据题意有r=4%=6=%=q=4/=16 经计算：尺=1之城 *0.2255。=(沏了=0/278，*1/M 4#=1 六 1 4 40=。一尸=01278 0=火一产=0.2255&=R_Q=00977根据以上数据列方差分析表如表6-2表6-2方差来源尚差平方和自由度均方离差F值显著性组间0J27830.04265.2323*组内0.0977120.081总和0.225515对a=0.0 5,充F分布表得&s(3,12)=3.4 9,由于5.23233.48,故认为这些数据推断4种仪

50、器的平均测量结果有显著差异。3.解：本题是单因素非等重发试验的方差分析问题。设小白鼠在接种伤寒杆菌后的存活日数服从正态分布，且接种不同菌型后的存活日数相互独立并且具有相同的方差，XN(4.),(f=l,2,3).要求检验假设此:从=压=%,H、：必,2,外不全相等。本题中 n=30,/=3,=1 0,=9,M,=1 l,x=6.16677)2=1 3 7.73 7 4,s：,=2-=5.1014MN -I0z=n,(x-x)2=70.429 3,5；=43,68680 =之 (x -7)2=208.1 667,s-=7.1 782#4 1 y.J勿一 1产=4=8.5637?s；

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