《概率论与数理统计》习题册答案(西农版).doc 35页

'第一章随机事件与概率§1.1随机试验随机事件一、选择题1.设B表示事件“甲种产品畅销”，C表示事件“乙种产品滞销”，则依题意得A=BC.于是对立事件，故选D.2.由，故选D.也可由文氏图表示得出.二写出下列随机试验的样本空间1.23.分别表示折后三段长度。三、（1）任意抛掷一枚骰子可以看作是一次随机试验，易知共有6个不同的结果.设试验的样本点；则，（2），，，，四、（1）；（2）；（3）“不都发生”就是“都发生”的对立事件，所以应记为；（4）；（5）“中最多有一事件发生”就是“中至少有二事件发生”的对立事件，所以应记为：.又这个事件也就是“中至少有二事件不发生”，即为三事件的并，所以也可以记为.§1.2随机事件的概率一、填空题1.试验的样本空间包含样本点数为10本书的全排列10！，设，所以中包含的样本点数为，即把指定的3本书捆在一起看做整体，与其他三本书全排，然后这指定的3本书再全排。故。2.样本空间样本点，设事件表示这7个字母恰好组成单词SCIENCE，则因为C及C,E及E是两两相同的，所以包含的样本点数是，故35 二、求解下列概率1.(1);(2)2.3.由图1.1所示，样本点为随机点M落在半圆内，所以样本空间测度可以用半圆的面积表示。设事件表示远点O与随机点M的连线OM与轴的夹角小于，则的测度即为阴影部分面积，所以§1.3概率的性质一．填空题1．0.3;2.;3.;4.二．选择题1.C;2.A;3.D;4.B;5.B.三．解答题解：因为所以由概率的性质可知：又因为所以可得于是我们就有.如果则；如果则这时有35 如果则这时有§1.4条件概率与事件的独立性一．填空题1.；2.0.3、0.5；3.；4.；5.2；5.因为，所以，则有，因为所以与是对立事件，即。所以，于是二．选择题1.D；2.B；3.A；4.D；5.B1．已知又所以于是得，注意到代入上式并整理后可得。由此可知，答案D。三．解答题1.；2.§1.5全概率公式和逆概率（Bayes）公式解答题1.0.9732.（1）0.85；（2）0.9413.（1）；（2）§1.6贝努利概型与二项概率公式一．填空题1.；2.二．解答题1.0.5952.35 2.，，3.（1）0.0839，（2）0.1240，（3）0.9597章节测验一．填空题1.；2.对立；3.0.7；4.二．选择题1.B2.C3.C4.A5.D三、解答题1.（1）0.69；（2）2..0038四、证明题（略）。2.1随机变量分布函数一、填空题1.；；；2./π；3.二、选择题1、D；2、A；三、计算题1.解：由题意知随机变量的分布列（律）为345所以得随机变量的分布函数为2.解：（1）由条件知，当时，；35 由于，则；从而有；由已知条件当时，有；而，则于是，对于有所以当时，，从而（2）略。2.2离散型与连续性随机变量的概率分布一、填空题1．；2.二、选择题1.C；2.A；3.B三、计算题1.（1）；（2）；（3）2.略。2.3常用的几个随机变量的概率分布一、填空题35 1.；2.；3.二、计算题1、；2、；3、；4、（1）；（2）2.4随机向量及其分布函数边际分布一、填空题1、；；2、；二、计算题1、（1）；（2）；（3），2、（1），,；（2）。3、，2.5二维离散型与连续性随机向量的概率分布一、填空题1、；2、，；3、；4、二、计算题1、；；35 2、（1）；（2）；3、2.6条件分布随机变量的独立性一、选择题1、B；2、A；3、D；4、C；5、D二、计算题1、2、3、（1）；（2）；（3）不独立。4、2.7随机变量函数的概率分布一、填空题1、2、二、选择题35 1、B；2、D；三、计算题1、；2、3、；第二章测验一、填空题1、；2、；3、；4、二、选择题1、C；2、A；3、B三、计算题1、，则随机变量的概率函数为其分布函数为：2、（1）；（2），；（3）不独立；35 （4）。3、（1）；（2）第三章随机变量的数字特征3.1数学期望一、填空题1、，，；2、，3、，二、计算题1.解：根据公式得到2．0；3．:4.2/3，4/3，-2/3，8/5；5．4/5，3/5，1/2，16/153.2方差一、填空题1.0.49；2.1/6；3.8/9；4.8，0.2二、计算题1.：0.6，0.46提示：设则相互独立，并且，显然35 2.：1/3，1/3；3．：16/3，28三、证明题提示：3.3协方差与相关系数一、选择题1.A；2.C；3.C二、计算题1.，，，与不独立2.0，0提示：同理可得，3.：3.4矩与协方差矩阵1.2.（1）0.7，0.6，0.21，0.24；（2）-0.02；（3）-0.008935 （4）第三章测验一、填空题1．18.4；2.1，0.5；3．二、选择题1．B；2.A；3.D三、计算题1.解：设表示该学徒工加工的零件中报废的个数，又设则由题设知于是有且从而2.：10分25秒提示：设乘客到达车站的时间为，由题意可知为[0,60]上的均匀分布，根据发车时间可以得到等候时间，且是关于的函数3.0,0第四章习题4.1切比雪夫不等式随机变量序列的收敛性1．解：由切比雪夫不等式知，35 2．解：设为在次试验中事件出现的次数，则，为频率．由题意知而由切比雪夫不等式有所以有，得4.2大数定理1．证：有题设知Xn（n=2，3，…）的概率分布为：故Xn的数学期望为Xn的方差为故的数学期望方差在利用车比雪夫不等式得35 因此，X1，X2，…，Xn，…服从大数定理。2．证：由于X1，X2，…，Xn相互独立，且，存在，令则有限。故由车比雪夫不等式知，。即4.3中心极限定理1．解：设为抽取的100件中次品的件数，则，则2．解：（1）设X为一年中死亡的人数，则，其中n=10000，p=0.006保险公司亏本则必须1000X>120000，即X>120P{保险公司亏本}===35 （2）P{保险公司获利不少于40000元}3．解：设Xi={每个加数的舍入误差}，则Xi~U(-0.5,0.5)，，，i=1,2,…故由独立同分布中心极限定理知X1，X2，…服从中心极限定理。（1）（2），由中心极限定理得，，所以，解得．第四章测验一、填空题1．1/4；．2．．提示：利用切比雪夫不等式估计．35 3．1/124．0．5．0.5．6．．二、选择题1．A2．C3D．三、应用题1．解：设为1000次中事件A出现的次数，则2．解：设至少要掷n次，有题设条件知应有其中，i=1，2，…独立同分布，且，，（1）用切比雪夫不等式确定而即要求即即至少应掷250次才能满足要求。（2）用中心极限定理确定35 得查标准正态分布表的，所以即在这种情况下至少应掷68次才能满足要求。3．解：设X为每天去阅览室上自习的人数。则有（1）（2）设总座位数为n由中心极限定理知，，查表得=0.85，，所以应增添986-880=105个座位。4．解：令n为该药店需准备的治胃药的瓶数X为在这段时间内购买该药的老人数则由题意知，由中心极限定理知，，查表得，所以35 四、证明题1．证明：设则有由切比雪夫不等式得，，所以当时，即．2．证：因为相互独立且同分布，所以，，…，相互独立且同分布，且有相同的数学期望与方差：，满足独立分布中心极限定理条件，所以近似服从正太分布，即近似服从第五章数理统计的基本概念5.1总体样本统计量一、选择题1.(D)2.(A)35 3.(D)二、应用题1.5，2.442.3.5.2抽样分布一、选择题1.(C)注：才是正确的.2.(B)根据得到3.(A)解：，由分布的定义有二、应用题1.2.(1)(2)0.20613.26.105第五章测验一、选择题1.(C)35 2.（C）注：统计量是指不含有任何未知参数的样本的函数3（D）对于答案D,由于，且相互独立，根据分布的定义有4.(C)注：，才是正确的5.(C)=二、填空题1.，2.，，，，3.4.25三、应用题1.2.0.13.第六章参数估计6.1参数的点估计35 一、选择题1.A2.A二、解答题1.解（1）用代替，则得的矩估计量（2）分布参数的似然函数取对数解似然方程得的极大似然估计量2.解（1），用代替总体均值，则得参数的矩估计量为（2）因为所以35 3.解取由定义所以6.2参数的区间估计一、选择题1.C2.A6.3一个总体均值的估计1.解由于故查分布表得又故得的99%的置信区间为2.解计算得样本均值（1）总体均值的90%的置信区间为（2）查t分布表得，总体均值的90%的置信区间为3.解：计算得，n-1=7，查分布表得35 ，计算得株高绝对降低值μ的95%的置信下限为.4.解每的平均蓄积量为，以及全林地的总蓄积量，估计精度为5.[372.37,452.67]6.4一个总体方差与频率的估计1.解由样本资料计算得,,,又由于，，，查分布表得临界值从而及的置信概率为的置信区间分别为[0.2099，0.9213]与[0.4581，0.9598].2.解（1）由于查t分布表得又，故得总体均值的95%的置信的区间为（2）由于，查分布表得，，故得总体方差的90%的置信区间为3.解查分布表得，又计算得，，故得该地年平均气温方差的90%的置信区间为4.解造林成活率的置信区间为6.5两个总体均值差的估计1.解由于，查分布表得临界值又从而求得35 的置信概率为95%的置信区间为[7.536，20.064].即以95%的概率保证每块试验田甲稻种的平均产量比乙稻种的平均产量高7.536kg到20.064kg.2.解由样本值计算得，，，故的95%的置信区间为3.解由样本值计算得，查分布表得故得的95%的置信区间为4.[-13.93，-9.77]6.6两个总体方差比的估计解查F分布表得故的95%的置信区间为：第六章测验一、选择题1.D2.C3.A二、填空题1.2.3.4.5.三、计算题1.解因为X～N所以于是，35 查分布表得所以2.解（1）；（2）.3.解因为X～N，于是从而，故4.解（1）；（2）5.解设施肥与不施肥的收获量分别为总体且X～NY～N,计算可得又查分布表得临界值从而计算均值差的95%的置信区间为故在置信概率0.95下，每亩水稻平均收获量施肥比不施肥的增产0.6到2.8斤.第七章假设检验7.1假设检验概念和原理一、填空题：1、概率很小的事件在一次试验（抽样）中是不至于发生的。2、为真，通过一次抽样拒绝所犯错误；为假，通过一次抽样接受所犯错误。二、选择题1、B；2、D。三、应用计算题1、解：2、解：（1）、35 （2）、因故拒绝原假设。（3）、7.2一个总体参数的假设检验一、填空题：1、。2、。3、二、选择题1．A2.D3.B三、应用计算题1、（1）若根据以往资料已知=14；（2）未知。解：（1）因故接受原假设.从而包装机工作正常。(2).先检验标准差故拒绝原假设其次检验因故接受原假设35 所以，综合上述两个检验可知包装机工作正常。2、解：故接受原假设。标准差没有明显增大。3、解：故两个水平下均接受原假设。7.3两个总体参数的假设检验一、填空题1、等方差。2、服从.分布。3、,其中。二、选择题1、B2.A三、应用计算题1、解：35 因故接受原假设。2、解：检验因故接受原假设即认为两种工艺下细纱强力无显著差异。3、解：因故拒绝原假设，即认为乙厂产品的合格率显著低于甲厂。7.4非参数假设检验一、填空题1、2、由抽样检验某种科学科学理论假设是否相符合。3、。二、选择题1.A；2.C三、应用计算题1、解：该盒中的白球与黑球球的个数相等。记总体表示首次出现白球时所需摸球次数，则服从几何分布，其中表示从盒中任摸一球为白球的概率。若何种黑球白球个数相等，则此时从而，，，则接受原假设。35 2、解：的概率密度为，，因故接受原假设即认为的概率密度为。3、解：公民对这项提案的态度与性别相互独立因故拒绝，即认为公民对这项提案的态度与性别不独立。4、略。第七章测验一、填空题（每小题4分，共20分）1、2、；3、；；4、；；5、；．二、选择题（每空4分，共20分）1、A；2、C；3、B；4、C；5、A三、应用题（共60分）1、解：检验35 因故接受原假设2、解：故拒绝原假设3、解：先检验（）查表的因故可认为方差相等。其次检验因故接受原假设4、解：，因故拒绝原假设。5、解：（1）（2）第八章方差分析与回归分析8.1方差分析的概念与基本思想一、名词解释1.因素：影响试验指标变化的原因。2.水平：因素所设置的不同等级35 1.单因素试验：在试验中仅考察一个因素的试验2.多因素试验：在试验中考察两个或两个以上因素的试验，这类试验一般可用因素的数目来命名3.处理：一个试验中所考察因素不同水平的组合4.处理效应（组间误差）：试验中所考虑且加以控制的因素不同水平对试验指标的影响5.随机误差：试验中为考虑或未控制的随机因素所造成的试验指标的变异二、问答题1.单因素试验中，因素的每一个水平即为一个处理，试验有几个水平，就相应地有几个处理；多因素试验中，处理的数目是各因素水平的乘积。例如，三因素试验中，A因素有a个水平，B因素有b个水平，C因素有c个水平，则处理数为abc个。2.方差分析的基本思想：将测量数据的总变异按照变异来源分解为处理效应和随机误差，利用数理统计的相关原理建立适当的统计量，在一定显著性水平下比较处理效应和随机误差，从而检验处理效应是否显著。8.2单因素方差分析一、填空题1.平方根变换，角度（弧度）反正弦变换，对数变换；2.最小显著差数法，最小显著极差法；新复极差法，q法；3.总平方和，随机误差平方和，组间平方和。二、计算题1.变产来源离差平方和自由度均方值组间28.60（4）7.1514.303.63组内（4.5）90.5总和（33.1）（13）2.解：，，方差分析表如下：来源平方和自由度均方和值因素495.364123.8426.35误差94204.7总平方和589.362435 因为，所以，当显著性水平，5个温度对产量的影响有显著差异。3.该题属于单因素4水平等重复试验的方差分析。其方差分析表如下：变异来源自由度df离差平方和SS均方差MSF值处理间322.617.53715.226**4.077.59处理内83.960.495总变异1126.57说明不同浓度氟化钠溶液处理种子后，对芽长有极显著的影响。多重比较省略。4.该题属于单因素不等重复方差分析。变异来源自由度df离差平方和SS均方差MSF值处理间2153.5376.7621.51**3.475.78处理内2174.933.57总变异23228.46母猪对仔猪体重存在极显著的影响作用。8.3双因素方差分析1.本题是双因素无重复观察值的方差分析。方差分析表如下：变异来源自由度df离差平方和SS均方差MSF值品种间（A）32758.39919.4610.02**3.165.09室温间（B）610530.211755.0419.12**2.664.01误差181652.3691.80总变异2714940.96F检验结果表明，品种和室温对家兔血糖值的影响均达极显著水平。2.本题为两因素等重复试验的方差分析。方差分析表如下：变异来源自由度df离差平方和SS均方差MSF值原料（A）21554.1667777.083312.67**3.355.49温度（B）23150.50001575.250025.68**3.355.49A×B4808.8333202.20833.30*2.734.11误差271656.500061.3519总变异357170由方差分析表可知，原料、温度间的差异均达极显著水平，原料×温度的差异达显著水平。8.4回归分析的基本概念1.如何用数学语言描述相关关系？相关关系就是一个或一些变量与另一个或一些变量之间有密切关系，但还没有确切到由其中一个可以唯一确定另一个的程度，其数学语言描述可为：如果给定变量任意一个具体取值,存在变量的一个概率分布与其对应，并且该概率分布随35 的不同而不同；同时给定变量任意一个具体取值,存在变量的一个概率分布与其对应，并且该概率分布随的不同而不同，则称与之间具有相关关系。相关关系是两个随机变量之间的平行相依关系。2.什么是回归关系？回归关系与相关关系有何联系？回归关系是指在相关关系中，如果容易测定或可人为控制，就将看成为非随机变量，并记为（称为预报因子），这时与（称为预报量）之间的关系称为回归关系。回归关系是相关关系的简化，是变量之间的因果关系。8.5一元线性回归模型的建立与检验一、填空题1.。2.，。二、应用题1.解：（1）先求回归方程，由于所以关于的回归方程为（2）用相关系数检验法计算样本相关系数35 因为而故可认为与的线性相关关系是极显著的（3）把代入回归直线方程，得，2.略。3.证明略。8.6预测、控制与残差分析（1）解：（1）先求回归方程，由于所以关于的回归方程为在检验，用相关系数检验法计算样本相关系数取，查相关系数检验表得，由于故可认为与的线性相关关系是极显著的。（2）把代入回归直线方程，得，，35 故当时，腐蚀深度的95%预测区间为即.（3）要使腐蚀深度在之间，即的取值在区间内时，则由方程组解得8.7可线性化的一元非线性回归一、填空题；；。二、解答题解：做散点图如右图。由于与散点图呈指数曲线形状，于是有两边取对数，令模型转化为线性模型对所给数据进行形影变换得到123456789107.88277.5727.30926.99126.63996.28796.18215.66995.42055.3181由公式计算可得35 所以对的样本回归方程为用检验法检验对的回归效果是否显著，取显著性水平为0.05，可得即线性回归效果是显著的。代回原变量，得曲线回归方程第八章测验一、选择题1、A；2、C；3、B；4、D二、填空题1.正态，独立，等方差。2.。3.。三、解答题1.提示与解答：单因素等重复方差分析，方差分析表为方差来源离差平方和自由度均方差显著性药品1627.8263542.60929.2239.78﹡﹡误差111.41618.568总和1739.2369方差分析结果表明，农药的杀虫效果是极显著的。2.提示与解答：一元线性回归方程建立、检验、应用.销售费用与销售收入之间的经验回归方程为销售费用与销售收入之间的线性回归关系是显著的。35'