概率论与数理统计 浙江大学 第54-60讲单元测验

生活不易,博主因手打LaTeX过劳而亡。

单元测验 期末考试 扩展测验(不计分)
第1-8讲单元测验 期末考试-2019冬 模拟测验
第9-15讲单元测验 测验1
第16-26讲单元测验 测验2
第27-34讲单元测验 测验3
第35-37讲单元测验
第38-43讲单元测验
第44-53讲单元测验
第54-60讲单元测验

1.若两个独立总体 X ∼ N ( μ 1 , σ 2 ) , Y ∼ N ( μ 2 , σ 2 ) , μ 1 , μ 2 , σ 2 X\sim N(\mu_{1},\sigma^2),Y\sim N(\mu_2,\sigma^{2}),\mu_{1},\mu_{2},\sigma^2 XN(μ1,σ2),YN(μ2,σ2),μ1,μ2,σ2均未知,分别从中抽取容量各为4和9的样本 X 1 , . . . , X 4 X_{1},...,X_{4} X1,...,X4 Y 1 , . . . , Y 9 Y_1,...,Y_9 Y1,...,Y9, X ˉ , Y ˉ \bar{X},\bar{Y} Xˉ,Yˉ为样本均值, S 1 2 , S 2 2 S_1^2,S_2^2 S12,S22为样本方差,则在显著水平α下要检验假设 H 0 : μ 1 = μ 2 , H 1 : μ 1 ≠ μ 2 H_0:\mu_1=\mu_2,H_1:\mu_1 \neq \mu_2 H0:μ1=μ2,H1:μ1=μ2的检验统计量应取为

编号 选项
A 6 1 13 X ˉ − Y ˉ ∑ i = 1 4 ( X i − X ˉ ) 2 6\sqrt{\frac{1}{13}}\frac{\bar{X}-\bar{Y}}{\sum_{i=1}^{4}(X_{i}-\bar{X})^2} 6131 i=14(XiXˉ)2XˉYˉ
B 6 2 13 X ˉ − Y ˉ S 1 2 + S 2 2 6\sqrt{\frac{2}{13}}\frac{\bar{X}-\bar{Y}}{\sqrt{S_1^2+S_2^2}} 6132 S12+S22 XˉYˉ
C 6 11 13 X ˉ − Y ˉ ∑ i = 1 4 ( X i − X ˉ ) 2 + ∑ i = 1 9 ( Y i − Y ˉ ) 2 6\sqrt{\frac{11}{13}}\frac{\bar{X}-\bar{Y}}{\sqrt{\sum_{i=1}^4(X_{i}-\bar{X})^2+\sum_{i=1}^9(Y_{i}-\bar{Y})^2}} 61311 i=14(XiXˉ)2+i=19(YiYˉ)2 XˉYˉ
D 6 2 13 X ˉ − Y ˉ ∑ i = 1 4 ( X i − X ˉ ) 2 + ∑ i = 1 9 ( Y i − Y ˉ ) 2 6\sqrt{\frac{2}{13}}\frac{\bar{X}-\bar{Y}}{\sqrt{\sum_{i=1}^4(X_{i}-\bar{X})^2+\sum_{i=1}^9(Y_{i}-\bar{Y})^2}} 6132 i=14(XiXˉ)2+i=19(YiYˉ)2 XˉYˉ

2.两个独立总体 X ∼ N ( μ 1 , σ 1 2 ) , Y ∼ N ( μ 2 , σ 2 2 ) , μ 1 , μ 2 , σ 1 2 , σ 2 2 X\sim N(\mu_{1},\sigma_1^2),Y\sim N(\mu_2,\sigma_2^{2}),\mu_{1},\mu_{2},\sigma_1^2,\sigma_2^2 XN(μ1,σ12),YN(μ2,σ22),μ1,μ2,σ12,σ22均未知,从中抽取容量分别为4和6的样本, X ˉ , Y ˉ \bar{X},\bar{Y} Xˉ,Yˉ为样本均值, S 1 2 , S 2 2 S_1^2,S_2^2 S12,S22为样本方差,若 S 1 2 = 2.25 , S 2 2 = 1.44 S_1^2=2.25,S_2^2=1.44 S12=2.25,S22=1.44,则 f 0 = s 1 2 s 2 2 = 1.5625 f_0=\frac{s_1^2}{s_2^2}=1.5625 f0=s22s12=1.5625,又查表知 F 0.05 ( 3 , 5 ) = 5.41 , F 0.95 ( 3 , 5 ) = 0.11 , F 0.025 ( 3 , 5 ) = 7.76 , F 0.975 ( 3 , 5 ) = 0.067 F_{0.05}(3,5)=5.41,F_{0.95}(3,5)=0.11,F_{0.025}(3,5)=7.76,F_{0.975}(3,5)=0.067 F0.05(3,5)=5.41,F0.95(3,5)=0.11,F0.025(3,5)=7.76,F0.975(3,5)=0.067,则在显著水平为0.05下检验假设 H 0 : σ 1 2 = σ 2 2 , H 1 : σ 1 2 ≠ σ 2 2 H_0:\sigma_1^2=\sigma_2^2,H_1:\sigma_1^2 \neq \sigma_2^2 H0:σ12=σ22,H1:σ12=σ22,以下结果正确的是

编号 选项
A F 0.95 ( 3 , 5 ) < f 0 < F 0.05 ( 3 , 5 ) F_{0.95}(3,5)F0.95(3,5)<f0<F0.05(3,5),所以不拒绝原假设.
B P_值=0.3087,所以不拒绝原假设。
C F 0.975 ( 3 , 5 ) < f 0 < F 0.025 ( 3 , 5 ) F_{0.975}(3,5)F0.975(3,5)<f0<F0.025(3,5),所以不拒绝原假设.
D P_值=0.6913,所以不拒绝原假设。

3.若随机变量X的取值范围是[0, 1],从该总体中取得了100个数据,在显著水平为0.05下,要检验“H0:X服从[0,1]的均匀分布”,将[0, 1]等分成5个子区间 A 1 : 0 ≤ x ≤ 0.2 , A 2 : 0.2 < x ≤ 0.4 , A 3 : 0.4 < x ≤ 0.6 , A 4 : 0.6 < x ≤ 0.8 , A 5 : 0.8 < x ≤ 1 A_1:0\le x\le0.2,A_2:0.2A1:0x0.2,A2:0.2<x0.4,A3:0.4<x0.6,A4:0.6<x0.8,A5:0.8<x1,经统计落在各区间的个数分别为10,29,25,17,19,则以下结果正确的是

编号 选项
A 检验统计量的值为 χ 2 = 1 0 2 10 + 2 9 2 29 + 2 5 2 25 + 1 7 2 17 + 1 9 2 19 − 100 \chi^2=\frac{10^2}{10}+\frac{29^2}{29}+\frac{25^2}{25}+\frac{17^2}{17}+\frac{19^2}{19}-100 χ2=10102+29292+25252+17172+19192100.
B χ 2 = 10.8 > χ 0.05 2 ( 4 ) = 9.488 \chi^2=10.8>\chi_{0.05}^2(4)=9.488 χ2=10.8>χ0.052(4)=9.488,所以接受原假设。
C 检验统计量的值为 χ 2 = 100 + 841 + 625 + 289 + 361 20 − 100 = 10.8 \chi^2=\frac{100+841+625+289+361}{20}-100=10.8 χ2=20100+841+625+289+361100=10.8
D χ 2 = 10.8 < χ 0.05 2 ( 4 ) = 11.143 \chi^2=10.8<\chi^2_{0.05}(4)=11.143 χ2=10.8<χ0.052(4)=11.143,所以接受原假设。

4.若总体X~N(μ, 1),检验假设 H 0 : μ = 0 , H 1 : μ > 0 H_0:\mu=0,H_1:\mu>0 H0:μ=0,H1:μ>0,已取得容量为16的样本,是样本均值,则在备择假设成立时, X ˉ \bar{X} Xˉ~N(0,1/16).

编号 选项
A F
B T

5.随机选9个高血压患者,分别测量他们早上起床时的收缩压X(毫米汞柱)与服药后的收缩压Y(毫米汞柱),得到9对数据 ( X i , Y i ) , i = 1 , . . . , 9 (X_{i},Y_{i}),i=1,...,9 (Xi,Yi),i=1,...,9,则 X 1 , . . . , X 9 X_{1},...,X_{9} X1,...,X9 Y 1 , . . . , Y 9 Y_{1},...,Y_{9} Y1,...,Y9是来自两个独立总体的样本。

编号 选项
A F
B T

@Power By Exercises-Manager

你可能感兴趣的:(概率论与数理统计 浙江大学 第54-60讲单元测验)