贝叶斯统计的期末考试试题
贝叶斯统计复习
贝叶斯统计习题1. 设θ是一批产品的不合格率，从中抽取8个产品进行检验，发现3个不合格品，假如先验分布为 （1）U 0,1θ:（）（2）21-0<<1=0,θθπθ⎧⎨⎩（），（）其它 求θ的后验分布。
解：()()()()()111335368362(|)(1)*2(1)112(1)15(|)840(1),01m x p x d C d d p x x m x θπθθθθθθθθθθπθπθθθθ==--=-===-<<⎰⎰⎰2． 设12,,,n x x x L 是来自均匀分布U 0,θ（）的一个样本，又设θ的先验分布为Pareto 分布，其密度函数为+1000/>=0,αααθθθθπθθθ⎧⎨≤⎩，（）其中参数0>0,>0θα，证明：θ的后验分布仍为Pareto 分布。
解：样本联合分布为：1(),0np x x θθθ=<<1000/,()0,αααθθθθπθθθ+⎧>=⎨≤⎩{}110101()()()/1/,max ,,,n n n x p x x x αααπθθπθαθθθθθθ++++∝=∝>=L因此θ的后验分布的核为11/n αθ++，仍表现为Pareto 分布密度函数的核即1111()/,()0,n n n x αααθθθθπθθθ+++⎧+>=⎨≤⎩即得证。
3． 设12,,,n x x x L 是来自指数分布的一个样本，指数分布的密度函数为-(|)=,>0xp x e x λλλ，（1） 证明：伽玛分布(,)Ga αβ是参数λ的共轭先验分布。
（2） 若从先验信息得知，先验均值为0.0002，先验标准差为0.0001，确定其超参数,αβ。
解：()()()111()1()()()()(),.nii x nn n x n n x p x ee ex p x e Ga n nx λλααβλαβλλλλβπλλαλπλλπλλαβ=----+--+∑===Γ∝∝++样本的似然函数：参数的后验分布服从伽马分布220.0002(2)4,20000.0.0001αβαβαβ⎧=⎪⎪⇒==⎨⎪=⎪⎩4. 设一批产品的不合格品率为θ，检查是一个接一个的进行，直到发现第一个不合格品停止检查，若设X 为发现第一个不合格品是已经检查的产品数，则X 服从几何分布，其分布列为 ()-1(=|)=1-,=1,2,x P X x x θθθL假如θ只能以相同的概率取三个值1/4, 2/4, 3/4，现只获得一个观察值=3x ，求θ的最大后验估计ˆMDθ。
贝叶斯统计-习题答案)
第一章 先验分布与后验分布1.1 解：令120.1,0.2θθ==设A 为从产品中随机取出8个，有2个不合格，则22618()0.10.90.1488P A C θ== 22628()0.20.80.2936P A C θ== 从而有5418.03.02936.07.01488.07.01488.0)()|()()|()()|()|(2211111=⨯+⨯⨯=+=θπθθπθθπθθπA P A P A P A 4582.0)|(1)|(4582.03.02936.07.01488.03.02936.0)()|()()|()()|()|(122211222=-==⨯+⨯⨯=+=A A or A P A P A P A θπθπθπθθπθθπθθπ1.2 解：令121, 1.5λλ==设X 为一卷磁带上的缺陷数，则()XP λ∴3(3)3!e P X λλλ-==R 语言求：)4(/)exp(*)3(^gamma λλ-1122(3)(3)()(3)()0.0998P X P X P X λπλλπλ∴===+== 从而有111222(3)()(3)0.2457(3)(3)()(3)0.7543(3)P X X P X P X X P X λπλπλλπλπλ==========1.3 解：设A 为从产品中随机取出8个，有3个不合格，则3358()(1)P A C θθθ=-（1） 由题意知 ()1,01πθθ=<< 从而有.10,)1(504)|(504)6,4(/1)6,4(1)6,4()1()1()1()1()1()1()1()()|()()|()|(535311614531535315338533810<<-==-=--=--=--==⎰⎰⎰⎰--θθθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθθπθθπθθπA beta B R B d d d C C d A P A P A ：语言求（2）.10,)1(840)|(840)7,4(/1)7,4(1)7,4()1()1()1()1()1()1(2)1()1(2)1()()|()()|()|(63631171463163631533853381<<-==-=--=--=----==⎰⎰⎰⎰--θθθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθθθθπθθπθθπA beta B R B d d d C C d A P A P A ：语言求1.5 解：（1）由已知可得.5.125.11,110110/1)()|()()|()|(,2010,101)(5.125.111)|(2112211)|(12,2121,1)|(5.125.11201011111111<<===<<=<<=+<<-==+<<-=⎰⎰θθθθπθθπθθπθθπθθθθθθθθd d x p x p x x p x p x x x p ，，即，时，当（2）由已知可得.6.115.11,1010110/1)()|,,()()|,,(),,|(,2010,101)(6.115.111)|,,(,219.1121,214.1121,211.1121,217.1121215.11212112211)|,,(9.11,4.11,1.11,7.11,5.11,0.12,6,2,1,2121,1)|,,(6.115.112010621621621621621654321621<<===<<=<<=+<<-+<<-+<<-+<<-+<<-+<<-========+<<-=⎰⎰θθθθπθθπθθπθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθd d x x x p x x x p x x x x x x p x x x p x x x x x x i x x x x p i ，即，，时，当【原答案：由已知可得 ()1,0.50.5P x x θθθ=-<<+1(),102010πθθ=<< 11.611.51()0.0110m x d θ==⎰从而有()()()10,11.511.6()P x x m x θπθπθθ==<< 】1.6 证明：设随机变量()XP λ，λ的先验分布为(,)Ga αβ，其中,αβ为已知，则即得证！),(~),,|()()|,,(),,|(,0,)()(,!!)|,,(121)(121211112111βαλπλλπλλπλλαβλπλλλλβαβλααλλ++∑∑∝•∝>Γ=∑===+--+--=-=-==∏∏n x Ga x x x ex x x p x x x e x e x e x x x p ni i n n x n n ni in x ni i x n ni i ni ii【原答案： (),0!x e P x x λλλλ-=>1(),0()e ααβλβπλλλα--=>Γ 因此 11(1)()()()x x x P x e e e λαβλαβλπλλπλλλλ---+--+∝•∝= 所以 (,1)x Ga x λαβ++】 1.7 解：（1）由题意可知.1},max{,1)/(1)/(122)()|,,()()|,,(),,|(,10,1)(,,2,1,10,22)|,,(121},max{221},max{2121121212112122111<<∝===<<==<<<==⎰⎰∏∏⎰∏∏====θθθθθθθθθθπθθπθθπθθπθθθθn nx x nn x x nni in nni inn n n ni i nni inin x x d d x xd x x x p x x x p x x x n i x xx x x x p n n【原答案：由题意可知 ()1,01πθθ=<< 因此122()12(1)xxm x d x θθ=•=-⎰因此 2()()1(),1()1P x x x x m x x θπθπθθθ==<<-（实质是新解当n=1的情形）】 （2） 由题意可知.1},max{,1)/(1)/(13232)()|,,()()|,,(),,|(,10,3)(,,2,1,10,22)|,,(12-21},max{2-22-21},max{2212211212121212122111<<∝=⨯⨯==<<==<<<==⎰⎰∏∏⎰∏∏====θθθθθθθθθθθθπθθπθθπθθθπθθθθn n x x n n x x nni in nni inn n n ni i nni inin x x d d x xd x x x p x x x p x x x n i x xx x x x p n n【原答案：由题意可知 1222()36xm x d x θθθ=•=⎰因此 ()()()1,01()P x x m x θπθπθθ==<<】 1.8 解：设A 为100个产品中3个不合格，则3397100()(1)P A C θθθ=-由题意可知 199(202)()(1),01(200)πθθθθΓ=-≤≤Γ 因此 3971994296()()()(1)(1)(1)A P A πθθπθθθθθθθ∝•∝--=- 由上可知)297,5(~)|(Be A θπ1.9 解：设X 为某集团中人的高度，则2(,5)XN θ∴25(,)10XNθ ∴2(176.53)5()p x θθ--=由题意可知 2(172.72)5.08()θπθ--=又由于X 是θ的充分统计量，从而有()()()()x x p x πθπθθπθ=∝•222(176.53)(172.72)(174.64)55.0821.26eeeθθθ------⨯∝•∝因此 (174.64,1.26)x N θ1.10 证明：设22(,),,N u u θσσ其中为已知又由于X 是θ的充分统计量，从而有()()()()x x p x πθπθθπθ=∝•222222251()()11252()11225252u x x u eeeσθθθσσσ+----+⨯--⨯+⨯∝∝因此 222251(,)112525u x xN σθσσ+++又由于21112525σ≤+ 所以 θ的后验标准差一定小于151.11 解：设X 为某人每天早上在车站等候公共汽车的时间，则(0,)X U θ.8,861)/(1192192)()|,,()()|,,(),,|(,4,192)(.81)|,,(8,8,5.3,2,1,0,1)|,,(768778774321321321433213213321>⨯====≥=>=====<<=⎰⎰⎰∞∞∞θθθθθθθθθθπθθπθθπθθθπθθθθθθd d d x x x p x x x p x x x x x x p x x x i x x x x p i ，时，当【原答案：设X 为某人每天早上在车站等候公共汽车的时间，则(0,)XU θ∴1(),0p x x θθθ=<<当8θ>时，31()p x θθ=43819211()8192m x d θθθ+∞==⎰从而有 7()()3()()128p x x m x θπθπθθ==, 计算错误】1.12 证明：由题意可知 1(),0,1,2,...,i np x x i n θθθ=<<=从而有 ()()()()x x p x πθπθθπθ∝•00111n n n ααααθθθθθ++++∝•∝ 因此 θ的后验分布仍是Pareto 分布。
贝叶斯统计大部分课后习题答案
贝叶斯统计大部分课后习题答案习题讲解一、1,3,5,6,10,11,12,151.1记样本为x.226pxC(0.1)*0.1*0.90.1488,,,,8226pxC(0.2)*0.2*0.80.2936,,,,8后验分布:0.1488*0.7,,,0.10.5418x，，,,0.1488*0.70.2936*0.3，0.2936*0.3,,,0.20.4582x，，,,0.1488*0.70.2936*0.3，111233536mxpxdCdd,,,,,,,(|)(1)*2(1)112(1),,,,,,,,,,,，，，，8,,,00015 px(|)，，,,,36,,,,,x840(1),01，，,,,,,mx，，1.61.11 由题意设x表示等候汽车的时间，则其服从均匀分布 U(0,), 1,,,0,,x,,px(), ,,0,其它,Xxxx,(,,)因为抽取3个样本，即，所以样本联合分布为 123 1,,,0,,,,xxx,1233 ,,pX(),,其它0,,4,192/,4,,, 又因为 (),,,,0,4,,,所以，利用样本信息得1192192,,,,,,,,,,,,,hXpXxxx(,)()() (8,0,,) 123347,,, ，,，,192,,,,,mXhXdd()(,)于是 7,,88,,的后验分布为76hX(,)192/68,,， ()X,,,,,7，,192mX(),d,,78,6,68，,8,,,7 ()X,,,,,,0,8,,,1.12样本联合分布为:1pxx,,,,,(),0n,,,，1,,,,,,/,,00(),,,,0,,,,,0,,,，，，，nn11 ,,,,,,,,,,,,()()()/1/,max,,,xpxxx,,,,,,,0101n ,，，n1,因此的后验分布的核为，仍表现为Pareto分布密度函数的核 1/, ,,，，，nn1,()/,,,,,,，,n11即 ()x,,,,0,,,,,1即得证。
【贝叶斯统计答案】第二章+第三章
二、1,2,3,5,6,7,8,10,11,122.2 解： 由题意，变量t 服从指数分布：()t p t e λλλ-=样本联合分布()itn p Te λλλ-∑=且1~(,),0()Ga e ααβλβλαβλλα--=>Γ ，()0.2E λ= ()1Var λ= 由伽玛分布性质知：20.20.04,0.21αβαβαβ⎧=⎪⎪⇒==⎨⎪=⎪⎩ 又已知 n=20, 3.8t =120 3.876nii t==⨯=∑，所以120.04,76.2ni i n t αβ=+=+=∑由于伽玛分布是指数分布参数的共轭先验分布，而且后验分布()11()()()t t n n i i t p T e e eλλββλααπλλπλλλλ--+∑∑--+-∝∝= 即后验分布为(,)(20.04,76.2)iGa n t Ga αβ++=∑|20.04()0.26376.2T i n E t λαλβ+===+∑1θλ-=服从倒伽玛分布(,)(20.04,76.2)i IGa n t IGa αβ++=∑||1()() 4.0021iT T t E E n λλβθλα-+===+-∑2.3可以算出θ的后验分布为(11,4)Ga ，θ的后验期望估计的后验方差为1116. 2.5只有个别人算错了，答案是36n ≥. 2.6大家差不多都做对了.2.7θ的先验分布为：1000/,()0,αααθθθθπθθθ+⎧>=⎨≤⎩令{}101max ,,,n x x θθ=可得后验分布为：1111()/,()0,n n n x αααθθθθπθθθ+++⎧+>=⎨≤⎩则θ的后验期望估计为：1()()1n E x n αθθα+=+-，后验方差为：212()()(1)(2)n Var x n n αθθαα+=+-+-.2.8由1~(,),~(,)22n x Ga IGa θαβθ可以得出211221()2(),0()2nn xp x x e x n θθθ--=>Γ(1)(),0()e βααθβπθθθα--+=>Γ （1）θ的后验分布为：2(1)22()()()x nx p x eβαθπθθπθθ+--++∝∝即为倒伽玛分布(,)22nxIGa αβ++的核。
贝叶斯统计习题答案
第一章 先验分布与后验分布1.1 解：令120.1,0.2θθ==设A 为从产品中随机取出8个，有2个不合格，则22618()0.10.90.1488P A C θ== 22628()0.20.80.2936P A C θ== 从而有5418.03.02936.07.01488.07.01488.0)()|()()|()()|()|(2211111=⨯+⨯⨯=+=θπθθπθθπθθπA P A P A P A 4582.0)|(1)|(4582.03.02936.07.01488.03.02936.0)()|()()|()()|()|(122211222=-==⨯+⨯⨯=+=A A or A P A P A P A θπθπθπθθπθθπθθπ1.2 解：令121, 1.5λλ==设X 为一卷磁带上的缺陷数，则()XP λ∴3(3)3!e P X λλλ-==R 语言求：)4(/)exp(*)3(^gamma λλ-1122(3)(3)()(3)()0.0998P X P X P X λπλλπλ∴===+== 从而有111222(3)()(3)0.2457(3)(3)()(3)0.7543(3)P X X P X P X X P X λπλπλλπλπλ==========1.3 解：设A 为从产品中随机取出8个，有3个不合格，则3358()(1)P A C θθθ=-（1） 由题意知 ()1,01πθθ=<< 从而有.10,)1(504)|(504)6,4(/1)6,4(1)6,4()1()1()1()1()1()1()1()()|()()|()|(535311614531535315338533810<<-==-=--=--=--==⎰⎰⎰⎰--θθθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθθπθθπθθπA beta B R B d d d C C d A P A P A ：语言求（2）.10,)1(840)|(840)7,4(/1)7,4(1)7,4()1()1()1()1()1()1(2)1()1(2)1()()|()()|()|(636311714631636315338533810<<-==-=--=--=----==⎰⎰⎰⎰--θθθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθθθθπθθπθθπA beta B R B d d d C C d A P A P A ：语言求1.5 解：（1）由已知可得.5.125.11,110110/1)()|()()|()|(,2010,101)(5.125.111)|(2112211)|(12,2121,1)|(5.125.11201011111111<<===<<=<<=+<<-==+<<-=⎰⎰θθθθπθθπθθπθθπθθθθθθθθd d x p x p x x p x p x x x p ，，即，时，当（2）由已知可得.6.115.11,1010110/1)()|,,()()|,,(),,|(,2010,101)(6.115.111)|,,(,219.1121,214.1121,211.1121,217.1121215.11212112211)|,,(9.11,4.11,1.11,7.11,5.11,0.12,6,2,1,2121,1)|,,(6.115.112010621621621621621654321621<<===<<=<<=+<<-+<<-+<<-+<<-+<<-+<<-========+<<-=⎰⎰θθθθπθθπθθπθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθd d x x x p x x x p x x x x x x p x x x p x x x x x x i x x x x p i ，即，，时，当【原答案：由已知可得 ()1,0.50.5P x x θθθ=-<<+1(),102010πθθ=<< 11.611.51()0.0110m x d θ==⎰从而有()()()10,11.511.6()P x x m x θπθπθθ==<< 】1.6 证明：设随机变量()XP λ，λ的先验分布为(,)Ga αβ，其中,αβ为已知，则即得证！),(~),,|()()|,,(),,|(,0,)()(,!!)|,,(121)(121211112111βαλπλλπλλπλλαβλπλλλλβαβλααλλ++∑∑∝•∝>Γ=∑===+--+--=-=-==∏∏n x Ga x x x ex x x p x x x e x e x ex x x p ni i n n x n n ni in x ni i x n ni i ni ii【原答案： (),0!x e P x x λλλλ-=>1(),0()e ααβλβπλλλα--=>Γ 因此 11(1)()()()x x x P x e e e λαβλαβλπλλπλλλλ---+--+∝•∝= 所以 (,1)x Ga x λαβ++】 1.7 解：（1）由题意可知.1},max{,1)/(1)/(122)()|,,()()|,,(),,|(,10,1)(,,2,1,10,22)|,,(121},max{221},max{2121121212112122111<<∝===<<==<<<==⎰⎰∏∏⎰∏∏====θθθθθθθθθθπθθπθθπθθπθθθθn nx x nn x x nni in nni inn n n ni i nni inin x x d d x xd x x x p x x x p x x x n i x xx x x x p n n【原答案：由题意可知 ()1,01πθθ=<< 因此122()12(1)xxm x d x θθ=•=-⎰因此 2()()1(),1()1P x x x x m x x θπθπθθθ==<<- （实质是新解当n=1的情形）】（2） 由题意可知.1},max{,1)/(1)/(13232)()|,,()()|,,(),,|(,10,3)(,,2,1,10,22)|,,(12-21},max{2-22-21},max{2212211212121212122111<<∝=⨯⨯==<<==<<<==⎰⎰∏∏⎰∏∏====θθθθθθθθθθθθπθθπθθπθθθπθθθθn n x x n n x x nni in nni inn n n ni i nni inin x x d d x xd x x x p x x x p x x x n i x xx x x x p n n【原答案：由题意可知 1222()36xm x d x θθθ=•=⎰因此 ()()()1,01()P x x m x θπθπθθ==<<】 1.8 解：设A 为100个产品中3个不合格，则3397100()(1)P A C θθθ=-由题意可知 199(202)()(1),01(200)πθθθθΓ=-≤≤Γ 因此 3971994296()()()(1)(1)(1)A P A πθθπθθθθθθθ∝•∝--=- 由上可知)297,5(~)|(Be A θπ1.9 解：设X 为某集团中人的高度，则2(,5)XN θ∴25(,)10XNθ ∴2(176.53)5()p x θθ--=由题意可知 2(172.72)5.08()θπθ--=又由于X 是θ的充分统计量，从而有()()()()x x p x πθπθθπθ=∝•222(176.53)(172.72)(174.64)55.0821.26eeeθθθ------⨯∝•∝因此 (174.64,1.26)x N θ1.10 证明：设22(,),,N u u θσσ其中为已知又由于X 是θ的充分统计量，从而有()()()()x x p x πθπθθπθ=∝•222222251()()11252()11225252u x x u eeeσθθθσσσ+----+⨯--⨯+⨯∝∝因此 222251(,)112525u x xN σθσσ+++又由于21112525σ≤+ 所以 θ的后验标准差一定小于151.11 解：设X 为某人每天早上在车站等候公共汽车的时间，则(0,)X U θ.8,861)/(1192192)()|,,()()|,,(),,|(,4,192)(.81)|,,(8,8,5.3,2,1,0,1)|,,(768778774321321321433213213321>⨯====≥=>=====<<=⎰⎰⎰∞∞∞θθθθθθθθθθπθθπθθπθθθπθθθθθθd d d x x x p x x x p x x x x x x p x x x i x x x x p i ，时，当【原答案：设X 为某人每天早上在车站等候公共汽车的时间，则(0,)XU θ∴1(),0p x x θθθ=<<当8θ>时，31()p x θθ=43819211()8192m x d θθθ+∞==⎰从而有 7()()3()()128p x x m x θπθπθθ==, 计算错误】1.12 证明：由题意可知 1(),0,1,2,...,i np x x i n θθθ=<<=从而有 ()()()()x x p x πθπθθπθ∝•00111n n n ααααθθθθθ++++∝•∝ 因此 θ的后验分布仍是Pareto 分布。
贝叶斯统计习题答案
贝叶斯统计习题答案第⼀章先验分布与后验分布1.1 解：令120.1,0.2θθ==设A 为从产品中随机取出8个，有2个不合格，则22618()0.10.90.1488P A C θ== 22628()0.20.80.2936P A C θ== 从⽽有5418.03.02936.07.01488.07.01488.0)()|()()|()()|()|(2211111=?+??=+=θπθθπθθπθθπA P A P A P A 4582.0)|(1)|(4582.03.02936.07.01488.03.02936.0)()|()()|()()|()|(122211222=-==?+??=+=A A or A P A P A P A θπθπθπθθπθθπθθπ1.2 解：令121, 1.5λλ==设X 为⼀卷磁带上的缺陷数，则()XP λ∴3(3)3!e P X λλλ-==R 语⾔求：)4(/)exp(*)3(^gamma λλ-1122(3)(3)()(3)()0.0998P X P X P X λπλλπλ∴===+== 从⽽有111222(3)()(3)0.2457(3)(3)()(3)0.7543(3)P X X P X P X X P X λπλπλλπλπλ==========1.3 解：设A 为从产品中随机取出8个，有3个不合格，则3358()(1)P A C θθθ=-（1）由题意知 ()1,01πθθ=<< 从⽽有)6,4()1()1()1()1()1()1()1()()|()()|()|(535311614531535315338533810<<-==-=--=--=--==--θθθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθθπθθπθθπA beta B R B d d d C C d A P A P A ：语⾔求（2）.10,)1(840)|(840)7,4(/1)7,4(1)7,4()1()1()1()1()1()1(2)1()1714631636315338533810<<-==-=--=--=----==--θθθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθθθθπθθπθθπA beta B R B d d d C C d A P A P A ：语⾔求1.5 解：（1）由已知可得.5.125.11,110110/1)()|()()|()|(,2010,101)(5.125.111)|(2112211)|(12,2121,1)|(5.125.11201011111111<<==<<=+<<-==+<<-=??θθθθπθθπθθπθθπθθθθθθθθd d x p x p x x p x p x x x p ，，即，时，当（2）由已知可得.6.115.11,1010110/1)()|,,()()|,,(),,|(,2010,101)(6.115.111)|,,(,219.1121,214.1121,211.1121,217.1121215.11212112211)|,,(9.11,4.11,1.11,7.11,5.11,0.12,6,2,1,2121,1)|,,(6.115.112010621621621621621654321621<<===<<=<<=+<<-+<<-+<<-+<<-+<<-+<<-========+<<-=??θθθθπθθπθθπθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθd d x x x p x x x p x x x x x x p x x x p x x x x x x i x x x x p i ，即，，时，当【原答案：由已知可得 ()1,0.50.5P x x θθθ=-<<+1(),102010πθθ=<< 11.611.51()0.0110()()()10,11.511.6()P x x m x θπθπθθ==<< 】1.6 证明：设随机变量()XP λ，λ的先验分布为(,)Ga αβ，其中,αβ为已知，则即得证！),(~),,|()()|,,(),,|(,0,)()(,!!)|,,(121)(121211112111βαλπλλπλλπλλαβλπλλλλβαβλααλλ++∑∑∝?∝>Γ=∑===+--+--=-=-==∏∏n x Ga x x x ex x x p x x x e x e x ex x x p ni i n n x n n ni in x ni i x n ni i ni ix e P x x λλλλ-=>1(),0()e ααβλβπλλλα--=>Γ因此 11(1)()()()x x x P x e e e λαβλαβλπλλπλλλλ---+--+∝?∝= 所以 (,1)x Ga x λαβ++】 1.7 解：（1）由题意可知.1},max{,1)/(1)/(122)()|,,()()|,,(),,|(,10,1)(,,2,1,10,22)|,,(121},max{221},max{2121121212112122111<<∝===<<==<<<==?∏∏?∏∏====θθθθθθθθπθθπθθπθθπθθθθn nx x nn x x nni in nni inn n n ni i nni inin x x d d x xd x x x p x x x p x x x n i x xx x x x p n n【原答案：由题意可知 ()1,01πθθ=<< 因此122()12(1)xxm x d x θθ=?=-?因此 2()()1(),1()1P x x x x m x x θπθπθθθ==<<- （实质是新解当n=1的情形）】（2）由题意可知./(13232)()|,,()()|,,(),,|(,10,3)(,,2,1,10,22)|,,(12-21},max{2-22-21},max{221221121212121 2122111<<∝===<<==<<<==?∏∏?∏∏====θθθθθθθθθθθθπθθπθθπθθθπθθθθn n x x n n x x n ni inn n n ni i nni inin x x d d x xd x x x p x x x p x x x n i x xx x x x p n n【原答案：由题意可知 1222()36xm x d x θθθ=?=?因此 ()()()1,01()P x x m x θπθπθθ==<<】 1.8 解：设A 为100个产品中3个不合格，则3397100()(1)P A C θθθ=-由题意可知 199(202)()(1),01(200)πθθθθΓ=-≤≤Γ因此 3971994296()()()(1)(1)(1)A P A πθθπθθθθθθθ∝?∝--=- 由上可知)297,5(~)|(Be A θπ1.9 解：设X 为某集团中⼈的⾼度，则2(,5)XN θ∴25(,)10XNθ∴2由题意可知 2(172.72)5.08()θπθ--=⼜由于X 是θ的充分统计量，从⽽有()()()()x x p x πθπθθπθ=∝?222(176.53)(172.72)(174.64)55.0821.26eeeθθθ------∝?∝因此 (174.64,1.26)x N θ1.10 证明：设22(,),,N u u θσσ其中为已知⼜由于X 是θ的充分统计量，从⽽有()()()()x x p x πθπθθπθ=∝?222222251()()11252()1122525eσθθθσσσ+----+?--+∝∝因此 222251(,)112525u x xN σθσσ+++⼜由于21112525σ≤+ 所以θ的后验标准差⼀定⼩于151.11 解：设X 为某⼈每天早上在车站等候公共汽车的时间，则(0,)X U θ.8,861)/(1192192)()|,,()()|,,(),,|(,4,192)(.81)|,,(8,8,5.3,2,1,0,1)|,,(7687787321321321433213213321>?====≥=>=====<<=∞∞∞θθθθθθθθθθπθθπθθπθθθπθθθθθθd d d x x x p x x x p x x x x x x p x x x i x x x x p i ，时，当【原答案：设X 为某⼈每天早上在车站等候公共汽车的时间，则(0,)X U θ∴1(),0p x x θθθ=<<当8θ>时，31()p x θθ=43819211()8192m x d θθθ从⽽有 7()()3()()128p x x m x θπθπθθ==, 计算错误】1.12 证明：由题意可知 1(),0,1,2,...,i np x x i n θθθ=<<=从⽽有 ()()()()x x p x πθπθθπθ∝?00111n n n ααααθθθθθ++++∝?∝因此θ的后验分布仍是Pareto 分布。
统计原理期末考试题及答案
统计原理期末考试题及答案一、选择题（每题2分，共20分）1. 统计学中的总体是指：A. 所有可能的样本B. 研究对象的全体C. 研究对象的一个样本D. 研究对象的一部分答案：B2. 下列哪项不是描述统计的内容？A. 集中趋势B. 离散程度C. 相关性D. 概率分布答案：C3. 标准差是衡量数据：A. 集中趋势的指标B. 离散程度的指标C. 相关性的指标D. 正态分布的指标答案：B4. 以下哪个不是参数估计的方法？A. 点估计B. 区间估计C. 回归分析D. 假设检验答案：C5. 抽样分布是指：A. 总体的分布B. 样本的分布C. 样本统计量的分布D. 样本数据的分布答案：C二、简答题（每题10分，共30分）1. 什么是统计学中的样本？请简述其重要性。
答：样本是总体中的一部分，用于代表总体进行研究。
样本的重要性在于，通过对样本的研究，我们可以对总体进行推断，从而在不研究整个总体的情况下，了解总体的特征。
2. 描述统计与推断统计的区别是什么？答：描述统计关注的是对数据集的描述，包括集中趋势、离散程度等，而推断统计则是基于样本数据对总体进行推断，包括参数估计和假设检验。
3. 请解释什么是正态分布，并简述其在统计学中的重要性。
答：正态分布是一种连续概率分布，其形状呈现为对称的钟形曲线，也称为高斯分布。
正态分布在统计学中的重要性在于，许多统计方法和理论都建立在数据符合或近似符合正态分布的假设上。
三、计算题（每题15分，共30分）1. 某班级有50名学生，他们的平均成绩是80分，标准差是10分。
如果随机抽取一名学生，求这名学生成绩高于90分的概率。
答：首先，我们需要计算这名学生成绩的标准分数（Z分数），计算公式为：Z = (X - μ) / σ，其中X是学生的成绩，μ是平均成绩，σ是标准差。
将90代入X，80代入μ，10代入σ，得到Z = (90 - 80) / 10 = 1。
然后，我们查找标准正态分布表，找到Z分数为1对应的累积概率，这个概率大约是0.8413。
统计学期末试卷及答案
2009---2010学年第2学期 统计学原理 课程考核试卷（B ）考核方式: （闭卷） 考试时量：120 分钟一、填空题（每空1分，共15分）1、按照统计数据的收集方法，可以将其分为 和 。
2、收集数据的基本方法是、 和 。
3、在某城市中随机抽取9个家庭，调查得到每个家庭的人均月收入数据：1080，750，780，1080，850，960，2000，1250，1630（单位：元），则人均月收入的平均数是 ，中位数是 。
4、设连续型随机变量X 在有限区间(a,b)内取值，且X 服从均匀分布，其概率密度函数为0()1f x b a⎧⎪=⎨⎪-⎩则X 的期望值为 ，方差为 。
5、设随机变量X 、Y 的数学期望分别为E(X)=2，E(Y)=3,求E(2X-3Y)= 。
6、概率是___ 到_____ 之间的一个数，用来描述一个事件发生的经常性。
7、对回归方程线性关系的检验，通常采用的是 检验。
8、在参数估计时，评价估计量的主要有三个指标是无偏性、 和 。
二、判断题，正确打“√”；错误打“×”。
（每题1分，共10分）1、理论统计学与应用统计学是两类性质不同的统计学（ ）2、箱线图主要展示分组的数值型数据的分布。
（ ）3、抽样极限误差可以大于、小于或等于抽样平均误差。
（ ）4、在全国人口普查中，全国人口数是总体，每个人是总体单位。
（ ）其他(a<b)5、直接对总体的未知分布进行估计的问题称为非参数估计；当总体分布类型已知，仅需对分布的未知参数进行估计的问题称为参数估计。
（）6.当置信水平一定时，置信区间的宽度随着样本量的增大而减少（）7、在单因素方差分析中，SST =SSE+SSA（）8、右侧检验中，如果P值＜α，则拒绝H0。
（）9、抽样调查中，样本容量的大小取决于很多因素，在其他条件不变时，样本容量与边际误差成正比。
（）10、当原假设为假时接受原假设，称为假设检验的第一类错误。
（）1、某研究部门准备在全市200万个家庭中抽取2000个家庭，推断该城市所有职工家庭的年人均收入。
(完整版)贝叶斯统计-习题答案)
第一章 先验分布与后验分布1.1 解：令120.1,0.2θθ==设A 为从产品中随机取出8个，有2个不合格，则22618()0.10.90.1488P A C θ== 22628()0.20.80.2936P A C θ== 从而有5418.03.02936.07.01488.07.01488.0)()|()()|()()|()|(2211111=⨯+⨯⨯=+=θπθθπθθπθθπA P A P A P A 4582.0)|(1)|(4582.03.02936.07.01488.03.02936.0)()|()()|()()|()|(122211222=-==⨯+⨯⨯=+=A A or A P A P A P A θπθπθπθθπθθπθθπ1.2 解：令121, 1.5λλ==设X 为一卷磁带上的缺陷数，则()XP λ∴3(3)3!e P X λλλ-==R 语言求：)4(/)exp(*)3(^gamma λλ-1122(3)(3)()(3)()0.0998P X P X P X λπλλπλ∴===+== 从而有111222(3)()(3)0.2457(3)(3)()(3)0.7543(3)P X X P X P X X P X λπλπλλπλπλ==========1.3 解：设A 为从产品中随机取出8个，有3个不合格，则3358()(1)P A C θθθ=-（1） 由题意知 ()1,01πθθ=<< 从而有.10,)1(504)|(504)6,4(/1)6,4(1)6,4()1()1()1()1()1()1()1()()|()()|()|(535311614531535315338533810<<-==-=--=--=--==⎰⎰⎰⎰--θθθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθθπθθπθθπA beta B R B d d d C C d A P A P A ：语言求（2）.10,)1(840)|(840)7,4(/1)7,4(1)7,4()1()1()1()1()1()1(2)1()1(2)1()()|()()|()|(636311714631636315338533810<<-==-=--=--=----==⎰⎰⎰⎰--θθθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθθθθπθθπθθπA beta B R B d d d C C d A P A P A ：语言求1.5 解：（1）由已知可得.5.125.11,110110/1)()|()()|()|(,2010,101)(5.125.111)|(2112211)|(12,2121,1)|(5.125.11201011111111<<===<<=<<=+<<-==+<<-=⎰⎰θθθθπθθπθθπθθπθθθθθθθθd d x p x p x x p x p x x x p ，，即，时，当（2）由已知可得.6.115.11,1010110/1)()|,,()()|,,(),,|(,2010,101)(6.115.111)|,,(,219.1121,214.1121,211.1121,217.1121215.11212112211)|,,(9.11,4.11,1.11,7.11,5.11,0.12,6,2,1,2121,1)|,,(6.115.112010621621621621621654321621<<===<<=<<=+<<-+<<-+<<-+<<-+<<-+<<-========+<<-=⎰⎰θθθθπθθπθθπθθπθθθθθθθθθθθθθθθθθθd d x x x p x x x p x x x x x x p x x x p x x x x x x i x x x x p i ，即，，时，当【原答案：由已知可得 ()1,0.50.5P x x θθθ=-<<+1(),102010πθθ=<< 11.611.51()0.0110m x d θ==⎰从而有()()()10,11.511.6()P x x m x θπθπθθ==<< 】1.6 证明：设随机变量()XP λ，λ的先验分布为(,)Ga αβ，其中,αβ为已知，则即得证！),(~),,|()()|,,(),,|(,0,)()(,!!)|,,(121)(121211112111βαλπλλπλλπλλαβλπλλλλβαβλααλλ++∑∑∝•∝>Γ=∑===+--+--=-=-==∏∏n x Ga x x x ex x x p x x x e x e x ex x x p ni i n n x n n ni in x ni i x n ni i ni ii【原答案： (),0!x e P x x λλλλ-=>1(),0()e ααβλβπλλλα--=>Γ 因此 11(1)()()()x x x P x e e e λαβλαβλπλλπλλλλ---+--+∝•∝= 所以 (,1)x Ga x λαβ++】 1.7 解：（1）由题意可知.1},max{,1)/(1)/(122)()|,,()()|,,(),,|(,10,1)(,,2,1,10,22)|,,(121},max{221},max{2121121212112122111<<∝===<<==<<<==⎰⎰∏∏⎰∏∏====θθθθθθθθθθπθθπθθπθθπθθθθn nx x nn x x nni in nni inn n n ni i nni inin x x d d x xd x x x p x x x p x x x n i x xx x x x p n n【原答案：由题意可知 ()1,01πθθ=<< 因此122()12(1)xxm x d x θθ=•=-⎰因此 2()()1(),1()1P x x x x m x x θπθπθθθ==<<- （实质是新解当n=1的情形）】（2） 由题意可知.1},max{,1)/(1)/(13232)()|,,()()|,,(),,|(,10,3)(,,2,1,10,22)|,,(12-21},max{2-22-21},max{2212211212121212122111<<∝=⨯⨯==<<==<<<==⎰⎰∏∏⎰∏∏====θθθθθθθθθθθθπθθπθθπθθθπθθθθn n x x n n x x nni in nni inn n n ni i nni inin x x d d x xd x x x p x x x p x x x n i x xx x x x p n n【原答案：由题意可知 1222()36xm x d x θθθ=•=⎰因此 ()()()1,01()P x x m x θπθπθθ==<<】 1.8 解：设A 为100个产品中3个不合格，则3397100()(1)P A C θθθ=-由题意可知 199(202)()(1),01(200)πθθθθΓ=-≤≤Γ 因此 3971994296()()()(1)(1)(1)A P A πθθπθθθθθθθ∝•∝--=- 由上可知)297,5(~)|(Be A θπ1.9 解：设X 为某集团中人的高度，则2(,5)XN θ∴25(,)10XNθ ∴2(176.53)5()p x θθ--=由题意可知 2(172.72)5.08()θπθ--=又由于X 是θ的充分统计量，从而有()()()()x x p x πθπθθπθ=∝•222(176.53)(172.72)(174.64)55.0821.26eeeθθθ------⨯∝•∝因此 (174.64,1.26)x N θ1.10 证明：设22(,),,N u u θσσ其中为已知又由于X 是θ的充分统计量，从而有()()()()x x p x πθπθθπθ=∝•222222251()()11252()11225252u x x u eeeσθθθσσσ+----+⨯--⨯+⨯∝∝因此 222251(,)112525u x xN σθσσ+++又由于21112525σ≤+ 所以 θ的后验标准差一定小于151.11 解：设X 为某人每天早上在车站等候公共汽车的时间，则(0,)X U θ.8,861)/(1192192)()|,,()()|,,(),,|(,4,192)(.81)|,,(8,8,5.3,2,1,0,1)|,,(768778774321321321433213213321>⨯====≥=>=====<<=⎰⎰⎰∞∞∞θθθθθθθθθθπθθπθθπθθθπθθθθθθd d d x x x p x x x p x x x x x x p x x x i x x x x p i ，时，当【原答案：设X 为某人每天早上在车站等候公共汽车的时间，则(0,)XU θ∴1(),0p x x θθθ=<<当8θ>时，31()p x θθ=43819211()8192m x d θθθ+∞==⎰从而有 7()()3()()128p x x m x θπθπθθ==, 计算错误】1.12 证明：由题意可知 1(),0,1,2,...,i np x x i n θθθ=<<=从而有 ()()()()x x p x πθπθθπθ∝•00111n n n ααααθθθθθ++++∝•∝ 因此 θ的后验分布仍是Pareto 分布。
统计学期末试题及答案
统计学期末试题及答案一、选择题（每题2分，共20分）1. 在统计学中，总体是指：A. 研究对象的全体B. 研究对象的样本C. 研究对象的一部分D. 研究对象的统计量答案：A2. 下列哪个不是描述性统计的内容？A. 均值B. 方差C. 相关系数D. 抽样答案：D3. 正态分布的特点是：A. 均值等于中位数B. 均值大于中位数C. 均值小于中位数D. 均值与中位数无关答案：A4. 以下哪个不是统计推断的步骤？A. 建立假设B. 收集数据C. 进行分析D. 做出结论答案：D5. 置信度95%意味着：A. 95%的样本结果会落在置信区间内B. 95%的置信区间会包含总体参数C. 95%的置信区间会等于总体参数D. 95%的置信区间会等于样本参数答案：B6. 以下哪个是参数检验？A. 卡方检验B. 曼-惠特尼U检验C. t检验D. 威尔科克森符号秩检验答案：C7. 以下哪个是相关系数的取值范围？A. -1到1B. -∞到∞C. 0到1D. 1到∞答案：A8. 以下哪个是时间序列分析的目的？A. 预测未来趋势B. 描述数据分布C. 确定数据的中心位置D. 判断数据的正态性答案：A9. 以下哪个是回归分析的前提条件？A. 自变量和因变量之间存在线性关系B. 自变量和因变量之间不存在关系C. 自变量之间相互独立D. 因变量是定性变量答案：A10. 以下哪个是多元回归分析的特点？A. 只涉及一个自变量B. 只涉及一个因变量C. 涉及多个自变量D. 涉及多个因变量答案：C二、简答题（每题10分，共20分）1. 解释什么是标准差，并说明它在数据分析中的重要性。
标准差是衡量数据集中数值离散程度的一种度量，它是方差的平方根。
在数据分析中，标准差很重要，因为它提供了数据分布的波动或变异性的量化。
较大的标准差意味着数据点远离平均值，而较小的标准差则意味着数据点紧密围绕平均值分布。
这有助于了解数据的稳定性和预测性。
2. 描述什么是假设检验，并简述其基本步骤。
统计原理期末考试题及答案
统计原理期末考试题及答案一、单项选择题（每题2分，共20分）1. 统计学的研究对象是（）。
A. 社会经济现象B. 自然现象C. 社会经济现象的数量方面D. 社会经济现象的质的方面2. 统计调查中，调查对象是（）。
A. 总体B. 个体C. 样本D. 总体和样本3. 统计数据的搜集方法不包括（）。
A. 直接观察法B. 报告法C. 抽样调查法D. 理论推导法4. 统计学中，总体的同质性是指（）。
A. 总体中的个体在所研究的属性上完全相同B. 总体中的个体在所研究的属性上完全不相同C. 总体中的个体在所研究的属性上基本相同D. 总体中的个体在所研究的属性上完全不同5. 统计数据的整理过程中，编制分组表的目的是为了（）。
A. 便于计算平均数B. 便于计算中位数C. 便于计算众数D. 便于计算方差6. 统计分析中，描述数据集中趋势的指标不包括（）。
A. 平均数B. 中位数C. 众数D. 方差7. 标准差是衡量数据（）的指标。
A. 集中趋势B. 离散程度C. 相关关系D. 偏态分布8. 相关系数的取值范围是（）。
A. (-∞, +∞)B. (-1, 1)C. [0, 1]D. [-1, 1]9. 统计指数中，综合指数的特点是（）。
A. 可以消除价格变动的影响B. 可以消除数量变动的影响C. 可以消除基期的影响D. 可以消除个体因素的影响10. 统计分析中，时间序列分析的主要目的是（）。
A. 描述现象的变化趋势B. 预测现象的未来变化C. 分析现象的周期性D. 以上都是答案：1. C2. B3. D4. C5. C6. D7. B8. D9. B 10. D二、多项选择题（每题3分，共15分）11. 以下属于统计数据的有（）。
A. 某市2023年的GDPB. 某市2023年的人口总数C. 某市2023年的降雨量D. 某市2023年的最高气温12. 统计调查的类型包括（）。
A. 全面调查B. 抽样调查C. 重点调查D. 非全面调查13. 统计数据的整理方法包括（）。
统计学期末考试试题及答案(共2套)
期末考试 统 计 学 课程 A 卷试题一、单项选择题（在每小题的四个备选答案中选择 一个正确的答案代码填入题前括号内，每小题1分，共10分）【 】1、甲、乙两组工人的平均日产量分别为18件和15件。
若两组工人的平均日产量不变，但是甲组工人数占两组工人总数的比重上升，则两组工人总平均日产量会A 、上升B 、下降C 、 不变D 可能上升，也可能下降【 】2、甲班学生平均成绩80分，标准差8.8分，乙班学生平均成绩70分，标准差8.4分，则A 、 乙班学生平均成绩代表性好一些B 、甲班学生平均成绩代表性好一些C 、无法比较哪个班学生平均成绩代表性好D 、两个班学生平均成绩代表性一样【 】3、某企业单位产品成本计划在上月的基础上降低2%，实际降低了1.5%，则单位产品成本降低计划完成程度为A 、 75%B 、 99.5%C 、100.5%D 、 133.2%【 】4、某企业最近几批产品的优质品率Ｐ分别为85％、82％、91％，为了对下一批产品的优质品率进行抽样检验，确定必要的抽样数目时,Ｐ应选 A 、91％ B 、85％ C 、94％ D 、82％ 【 】5、一般而言，总体平均数的无偏、有效、一致估计量是A 、样本平均数B 、样本中位数C 、 样本众数D 、不存在 【 】6、单相关系数等于零时意味着变量X 与Y 之间一定 A 、无任何相关关系 B 、无线性相关关系 C 、无非线性相关关系 D 、以上答案均错误 【 】7、在右侧检验中，利用P 值进行检验时，拒绝原假设的条件是A 、P 值> αB 、P 值>βC 、 P 值< αD 、 P 值<β【 】8、正态总体，方差未知，且样本容量小于30，这时检验总体均值的统计量应取 A 、nSx Z 0μ-=～N(0,1) B 、 nx Z σμ0-=～N(0,1)C 、)1(~)1(2222--=n Sn χσχ D 、)1(~0--=n t nSx t μ【 】9、原始资料平均法计算季节指数时，计算各年同期（月或季）的平均数，其目的是消除各年同一季度（或月份）数据上的A 、季节变动B 、循环变动C 、长期趋势D 、不规则变动 【 】10、为了分析我校不同专业学生的某次统计学测验成绩是否有显著差异，可运用方差分析法。
统计期末考试问题(包括答案).doc
统计期末考试问题(包括答案)Xi交通大学统计试卷一、单项选择题(每项2分，XXXX年利润总额分别为5000万元、8000万元和3900万元，那么这句话中有(b)个变量吗？a、0 B、2 C、1 D、3 4。
在下列变量中，属于连续变量的有(A )A、高度B、产品数量C、企业数量D和产品品种5。
在下列项目中，属于时间点指标的有(甲)甲，存货量乙，总收入丙，平均收入丁，人均收入六。
典型的调查是(b) A、随机B、主观C和随机D，用于确定调查单位。
7.当总体标准差未知时，总体平均值的假设检验需要使用(a):a，z统计b，t统计c，统计d，x统计8。
将样本总体中的所有单元编号集合称为(A )A、样本b、小总体c、样本容量d和总容量9。
概率值的范围是p(D )A，大于1 B，大于-1 C，小于1 D，在0和1之间。
算术平均值的偏差之和等于(A )A、零b、-1 C、- 1 D和2二、选择题(每题2分，共10分。
如果你正确回答了所有的问题，你将得到分数；否则，你将得不到积分。
)1 .数据的测量范围包括(ABCD):固定等级尺度b，固定等级尺度c，固定距离尺度d，固定比率尺度e，测量尺度2。
以下是连续变量:工人人数b，商品销售c，商品库存d，商品库存e，总产值3。
测量变量偏差趋势的指标有(ABE )A、范围b、平均差异c、几何平均d、模式e、标准偏差4。
在工业企业设备调查中，工业企业是调查对象b，工业企业的所有设备是调查对象c，每个设备是报告单位d，每个设备是调查单位e，每个工业企业是报告单位5。
在下列平均值中，系列中易受极值影响的平均值是(ABC) A、算术平均值b、谐波平均值c、几何平均值d、中值e和模式1、如何理解统计答案的三层含义:统计包括统计工作、统计数据和统计数据。
首先，统计工作，即统计实践，是收集、整理、分析和预测社会和经济现象的现实数量方面的总称。
二是统计数据(统计信息):与统计工作相关的所有数字数据和其他实际数据的总和。
统计学期末试题_模拟试卷一及答案
模拟试卷一：统计学期末试题院系________姓名_________成绩________一. 单项选择题(每小题2分，共20分)1. 对于未分组的原始数据，描述其分布特征的图形主要有（ ）A. 直方图和折线图B. 直方图和茎叶图C. 茎叶图和箱线图D. 茎叶图和雷达图2. 在对几组数据的离散程度进行比较时使用的统计量通常是（ ）A. 异众比率B. 平均差C. 标准差D. 离散系数3. 从均值为100、标准差为10的总体中，抽出一个50=n 的简单随机样本，样本均值的数学期望和方差分别为（ ）A. 100和2B. 100和0.2C. 10和1.4D. 10和24. 在参数估计中，要求通过样本的统计量来估计总体参数，评价统计量标准之一是使它与总体参数的离差越小越好。
这种评价标准称为（ ）A. 无偏性B. 有效性C. 一致性D. 充分性5. 根据一个具体的样本求出的总体均值95%的置信区间（ ）A. 以95%的概率包含总体均值B. 有5%的可能性包含总体均值C. 一定包含总体均值D. 可能包含也可能不包含总体均值6. 在方差分析中，检验统计量F 是（ ）A. 组间平方和除以组内平方和B. 组间均方和除以组内均方C. 组间平方和除以总平方和D. 组间均方和除以组内均方7. 在回归模型εββ++=x y 10中，ε反映的是（ ）A. 由于x 的变化引起的y 的线性变化部分B. 由于y 的变化引起的x 的线性变化部分C. 除x 和y 的线性关系之外的随机因素对y 的影响D. 由于x 和y 的线性关系对y 的影响 8. 在多元回归分析中，多重共线性是指模型中（ ）A. 两个或两个以上的自变量彼此相关B. 两个或两个以上的自变量彼此无关C. 因变量与一个自变量相关D.因变量与两个或两个以上的自变量相关9. 若某一现象在初期增长迅速，随后增长率逐渐降低，最终则以K 为增长极限。
描述该类现象所采用的趋势线应为（ ）A. 趋势直线B. 指数曲线C. 修正指数曲线D. Gompertz 曲线10. 消费价格指数反映了（ ）A. 商品零售价格的变动趋势和程度B. 居民购买生活消费品价格的变动趋势和程度C. 居民购买服务项目价格的变动趋势和程度D.居民购买生活消费品和服务项目价格的变动趋势和程度二.简要回答下列问题（每小题5分，共20分）1.解释总体与样本、参数和统计量的含义。
统计学导论期末考试题
统计学导论期末考试题一、选择题（每题2分，共20分）1. 统计学中的“总体”是指：A. 所有可能的个体B. 一个特定的个体C. 一个样本D. 一个随机事件2. 样本容量是指：A. 总体中个体的数量B. 样本中个体的数量C. 随机选择的样本数量D. 统计分析中使用的数据点数量3. 下列哪个是描述性统计学的工具？A. 假设检验B. 置信区间C. 直方图D. 回归分析4. 均值、中位数和众数中，哪个对异常值最敏感？A. 均值B. 中位数C. 众数D. 它们都不敏感5. 标准差和方差之间的关系是：A. 标准差是方差的平方B. 方差是标准差的平方C. 它们是相同的D. 它们之间没有关系6. 相关系数的取值范围是：A. -1 到 1B. 0 到 1C. -∞ 到+∞D. 0 到 27. 下列哪个不是概率分布的类型？A. 离散分布B. 连续分布C. 正态分布D. 二项分布8. 在统计学中，独立性意味着：A. 两个变量之间没有关系B. 一个变量的变化不会引起另一个变量的变化C. 两个变量之间是完全相关的D. 两个变量之间是负相关的9. 假设检验的目的是什么？A. 确定样本是否来自特定的总体B. 确定两个总体之间是否有差异C. 确定样本数据是否符合特定的分布D. 确定变量之间的相关性10. 以下哪个是常用的非参数检验？A. t检验B. F检验C. 卡方检验D. 曼-惠特尼U检验二、填空题（每题2分，共20分）1. 在统计学中，__________是用来衡量数据集中趋势的指标。
2. 当数据呈正态分布时，约有68%的数据值落在均值的__________标准差范围内。
3. _________是用于描述变量之间关系的强度和方向的统计量。
4. 在假设检验中，零假设（H0）通常表示没有效应或__________的存在。
5. _________是一种不需要知道数据分布的统计检验方法。
6. _________图是一种用于展示数据分布情况的图表，它通过分组来显示数据的频率。
概率论期末考试试题和答案
概率论期末考试试题和答案### 概率论期末考试试题#### 第一部分：选择题（每题2分，共20分）1. 事件A和事件B是互斥的，如果P(A)=0.3，P(B)=0.4，那么P(A∪B)的值是：A. 0.1B. 0.3C. 0.7D. 0.52. 若随机变量X服从参数为λ的泊松分布，那么P(X=k)的表达式是：A. \( e^{-\lambda}\lambda^k / k! \)B. \( \lambda^k / e^{\lambda} \)C. \( e^{-k}\lambda^k / k! \)D. \( k! / \lambda^k e^{\lambda} \)3. 以下哪个不是随机变量的期望值的性质？A. 线性B. 非负性C. 可加性D. 可分解性4. 两个事件A和B独立，如果P(A)=0.6，P(B)=0.5，那么P(A∩B)的值是：A. 0.3B. 0.5C. 0.6D. 0.35. 随机变量X和Y的协方差Cov(X,Y)表示的是：A. X和Y的平均值B. X和Y的方差C. X和Y的线性相关性D. X和Y的独立性6. 如果随机变量X服从标准正态分布，那么P(X<0)的值是：A. 0.5B. 0.3C. 0.7D. 0.257. 以下哪个是大数定律的表述？A. 随机变量的期望值等于其观察值的平均值B. 随机变量的方差随着观察次数的增加而减小C. 随机变量的观察值的平均值随着观察次数的增加而趋于稳定D. 随机变量的观察值的方差随着观察次数的增加而趋于稳定8. 以下哪个是中心极限定理的结论？A. 独立同分布的随机变量之和的分布趋近于正态分布B. 独立同分布的随机变量之差的分布趋近于正态分布C. 独立同分布的随机变量之积的分布趋近于正态分布D. 独立同分布的随机变量之比的分布趋近于正态分布9. 以下哪个是马尔可夫链的性质？A. 状态转移概率只依赖于当前状态B. 状态转移概率只依赖于初始状态C. 状态转移概率只依赖于最终状态D. 状态转移概率依赖于所有历史状态10. 以下哪个是贝叶斯定理的应用？A. 根据先验概率和似然函数计算后验概率B. 根据后验概率和先验概率计算似然函数C. 根据似然函数和后验概率计算先验概率D. 根据先验概率和后验概率计算似然函数#### 第二部分：简答题（每题10分，共30分）1. 解释什么是条件概率，并给出一个实际的例子。
贝叶斯统计茆诗松答案
贝叶斯统计茆诗松答案贝叶斯统计学是一种概率统计方法，可以用来解决各种实际问题。
它是以英国数学家贝叶斯（Thomas Bayes）为名的，他的基本思想是用先验概率和条件概率来推导后验概率。
近年来，贝叶斯统计学在信息学、计算机、生物学以及金融等领域得到了广泛的应用。
贝叶斯统计学的核心就是处理概率和推断准则，方法包括贝叶斯公式、贝叶斯网络、马尔科夫链蒙特卡洛等。
贝叶斯公式是贝叶斯统计学的核心公式之一。
它可以被用来根据先验概率，更新后验概率。
公式如下：P(A|B) = P(B|A) × P(A) / P(B)其中，P(A)是先验概率，P(B|A)是A条件下B的概率，也称为似然度，P(A|B)是后验概率，P(B)是边缘概率，也称为证据。
而贝叶斯网络是一种基于图形的概率模型，可以用来表示各种复杂的条件概率关系。
贝叶斯网络是由节点和边组成的有向无环图，每个节点代表一个随机变量，边表示变量之间的概率依赖关系。
马尔科夫链蒙特卡洛算法（MCMC）是贝叶斯统计学的另一种重要方法，可以用来模拟难以精确计算的复杂概率分布，比如高维概率分布。
MCMC通过改变状态，产生下一个状态的算法，从而逼近目标分布。
贝叶斯统计学在各个领域有着广泛应用，比如在机器学习和人工智能领域，可以用来建立分类器和预测模型；在基因组学领域，可以用来分析遗传数据和研究基因调控网络；在金融领域，可以用来预测市场变化和分析风险等。
贝叶斯统计学的应用还不止于此，不过需要指出的是，作为一种概率统计方法，它也存在一些缺点，比如需要假设合适的先验分布，并且计算过程比较复杂等。
总的来说，贝叶斯统计学是一种有力的工具，可以用来解决各种实际问题，但同时也需要根据具体问题的特点，选择合适的统计方法和技术。
浙江财经贝叶斯复习文档
例1.6 正态均值（方差已知）的共轭先验分布是正态分布。
设x1, x2,…,xn是来自正态分布N(θ,2σ) 的一个样本观察值。
其中2σ已知样本的似然函数为：2211(|)e x p()2nniip x xθθσ=⎧⎫⎛=--⎨⎬⎝⎩⎭∑取另一正态分布N(μ, 2τ)作为正态均值θ的先验分布，即221()()e x p,2θμπθθτ⎧⎫-=--∞<<+∞⎨⎬⎩⎭其中μ, 2τ为已知。
由此可以写出样本x与参数θ的联合密度函数22221122212(,)e x p2niin n x xnh x kθθθμθμθστ=⎧⎫⎡⎤-+⎪⎪⎢⎥-+⎪⎪⎢⎥=-+⎨⎬⎢⎥⎪⎪⎢⎥⎪⎪⎣⎦⎩⎭∑其中(1)/211(2)n nkπτσ-+--=，1niixxn==∑。
若在记220nσσ=，2211Aστ=+，22xBμστ=+，222211niiC xμστ==+∑，则有211(,)e x p22h x k A B Cθθθ⎧⎫⎡⎤=--+⎨⎬⎣⎦⎩⎭22(/)e xp2/B AkAθ⎧⎫-=-⎨⎬⎩⎭样本x的边际密度函数为1222()(,)m x h x d kAπθθ+∞-∞⎛⎫== ⎪⎝⎭⎰参数θ的后验分布为1/222(/)()e x p,2/B AxA Aπθπθ-⎧⎫-⎛⎫=-⎨⎬⎪⎝⎭⎩⎭这是参数为μ1, 21τ和的正态分布22122222010111,xBAσμτμσττστ----+===++例 1.7 二项分布中的成功概率θ的共轭先验分布是贝塔分布，设总体中X ~b (n ,θ )，先验分布Be(α,β)，θ的后验分布解：设总体中X ~b (n ,θ )，先验分布Be (α,β)，θ的后验分布为这是贝塔分布Be (α+x ,β+n -x ) 的核. θ的后验分布1.2 设一卷磁带上的缺陷数服从泊松分布)(λP ,其中λ可取1.0和1.5中的一个，又设λ的先验分布为6.0)5.1(,4.0)0.1(==ππ，假如检查一卷磁带发现了3个缺陷，求θ的后验分布。