硕士生《数理统计》例题及答案
工程硕士——数理统计习题5答案
5.1解：首先计算11n i i x x n ==∑=550，11ni i y y n ==∑=57；再计算离差平方和621()x x i i l x x ==-∑=175000，61()()x y i i i l x x y y ==--∑=10300；计算回归系数1ˆ/0.0589x x x y l l β=≈，01ˆˆ24.6286y x ββ=-≈； 从而得到回归方程：ˆ24.62860.0589yx =+。
5.4解：（1）首先计算110.7029n i i x x n ==≈∑，11 1.5782ni i y y n ==≈∑；再计算离差平方和1721()0.7094x x i i l x x ==-≈∑，171()() 1.4682x y i i i l x x y y ==--≈-∑；计算回归系数1ˆ/ 2.0698xx x yl l β=≈-，01ˆˆ 3.0332y x ββ=-≈； 从而得到回归方程：ˆ 3.0332 2.0698yx =-。
下算2DY σ=的无偏估计。
（由P 97性质 5.2.4知：22ˆ/(2)E S n σ=-是2σ的无偏估计）因为1722222212/()/3.0686 1.4682/0.70940.0298ETRy y x yx x i x y x xi S S S l l l y y l l ==-=-=--≈-=∑所以，22ˆ/(172)0.0020E S σ=-=。
（2）用F 检验法检验，取显著水平0.05α=，统计假设为：0111ˆˆ:0,:0H H ββ=≠ 临界值 21ˆ(1,2)0.002 4.540.01280.7094xxF n c l ασ--⨯==≈；拒绝域{}201ˆ0.0128K c β=>=。
由于221ˆ(2.0698)0.0128c β=->=，所以拒绝0H 接受1H ，故认为Y 和X 之间的线性关系显著。
12研究生数理统计习题部分解答
12研究生数理统计习题部分解答第六章 抽样分布1． （1994年、数学三、选择）设),,,(21n X X X 是来自总体),(2σμN 的简单随机样本，X 是样本均值，记22121)(11∑=--=i i X X n S ，22122)(1∑=-=i i X X n S ，22123)(11∑=--=i i X n S μ，22124)(1∑=-=i i X n S μ则服从自由度1-n 的t 分布的随机变量是=T （ ）。
A .11--n S X μB .12--n S X μC .nS X 3μ-D .nS X 4μ-[答案：选B ]当2212)(11∑=--=i iX X n S 时，服从自由度1-n 的t 分布的随机变量应为 =T nSX μ-A 、由222121)(11S X X n S i i =--=∑=，111--=--=n S X n S X T μμ 而不是nSX T μ-=B 、由212221221)(111)(1S nn X X n n n X X n S n i ii i -=--⋅-=-=∑∑== nSX n S X n S X T nn μμμ-=--=--=∴-1112。
2． （1997年、数学三、填空）设随机变量Y X ,相互独立，均服从)3,0(2N 分布且91,,X X 与91,,Y Y 分别是来自总体Y X ,的简单随机样本，则统计量292191Y Y X X U ++++= 服从参数为（ ）的（）分布。
[答案：参数为（9）的（t ）分布]解：由Y X ,相互独立，均服从)3,0(2N 分布，又91,,X X 与91,,Y Y 分别来自总体Y X ,，可知91,,X X 与91,,Y Y 之间均相互独立，均服从分布)3,0(2N因而)39,0(~291⨯∑=N X i i ，)1,0(~9191N X X i i ∑==，)1,0(~3N Y i ，)9(~32912χ∑=⎪⎭⎫ ⎝⎛i i Y ，且∑==9191i i X X 与∑=⎪⎭⎫⎝⎛9123i i Y 相互独立，因而()292191912919123919191Y Y X X YXXi ii ii Y i ii ++++==∑∑∑∑==== 服从参数为9的t 分布。
重庆大学研究生数理统计习题答案
()(){}{}()22222111221121221164~,~(8),89111,01(1)11~(0,1)1.28 1.280.281(2)0.261 1.8360.2619818ni i n X N S S X S n X X X X E X X n n n n n D X X DX DX DX X X N n n n P X X P U X P X S P μχσμ=-=--=--=---⎛⎫-=+==⇒- ⎪⎝⎭->=>=⎛ -⎧⎫ <-+<=<⎨⎬ ⎩⎭⎝∑解：由题可知（，）且与相互独立（）{}22222222241164. 1.836896464 = 2.08814.688=~(9)991188= 2.08814.688=0.90.01=0.89423948i i i S X X P S S P X X χχχμ=⎧⎫⎫⎪⎪⎪⎪⎪⎪+<⎨⎬⎪⎪⎪⎪⎪⎪⎭⎩⎭⎧⎫⎛⎫⎛⎫⎪⎪ ⎪ ⎪--⎪⎪⎪ ⎪<+<+⎨⎬ ⎪ ⎪⎪⎪⎪ ⎪⎪⎪⎝⎭⎝⎭⎩⎭<<-⎛⎫- ⎪⎝⎭=⋅∑，其中原式（）()()()(){}24882255448822554821584~(0,1)=~4998244~(4)8944 2.132= 2.132=0.1i ii i i i i i i i i ii i N X X X t t X XP X XP t μμχμμμμμμ======⎛⎫ ⎪⎛⎫⎛⎫ ⎪-- ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭ ⎪⎝⎭⎛⎫⎛⎫⎛⎫-- ⎪⎪⎪⎝⎭⎝⎭==--⎧⎫⎛⎫⎪⎪-≤-≤⎨⎬ ⎪⎝⎭⎪⎪⎩⎭∑∑∑∑∑∑∑∑∑（）则，()()()(){}222222222891(4)=8~1~(1,8)6498911=(1,8)58.82(8,1)10.90.158.8258.82XXX F FSSXP P F P FSμμμχμ-⎛⎫⎪--==⎧⎫-⎪⎪⎧⎫<<=<=-=⎨⎬⎨⎬⎩⎭⎪⎪⎩⎭（），则也可以用T分布与F分布的关系.0020001111()()1ln(1)11,,ˆˆˆ1ln(1),,ln(1)ln(1)2(;,...,)(;)ln (;,...,)=01ˆ=（）（）似然方程：得到参数的极大似然估计，再由i A nnx n n xn i i i n P X A F A e p p A EX DX A EX p EX X A EX p X p L x x f x e e d L x x nnx d Xλλλλλλλλλλλλλλλ---==<==-=-=-===--=∴=--=--====-∏∏ 0000010000ln(1)ˆln(1)ˆln(1)ˆ(3)=ln(1)=ln(1)==ˆln (;,...,)ln(1){[ln(1)][]}ln(1)ˆ()ln(1)ˆˆ极大似然估计的不变性，推出的极大似然估计为是的无偏估计且是的无偏估计是有效n A p A X p p EA E X p p EX A AA d L x x p n n nx X p d p n AA p AA A λλλλλλ-=-=----⎡⎤----⎣⎦∴-=-=-----=--∴ ()202ˆlim ln(1)ˆlim lim 0ˆ估计又是相合估计量n n n EA A p DA n Aλ→∞→∞→∞⎧=⎪⎨-⎪==⎩∴221212121222122222222221222121.422,2~222(1)(1)~01~(2) (1)(1)(1)(1)2=222X YX Y X YX X X X Nn mX X n S m SU N n mn S m S n S m S X X Sn mX Xtωσσμμμμμμχχσσσσ+++++-+--==++----+-+++-+-+==的无偏估计为且（，+）（，）又且与独立,记则()()()()()()()121212212121211221212122222=22=22222=12122t n mP t t n mX XP t n m t n mP X X t n m S X X t n m SX X t n m Sαααααωαμμμμαμμα-----+-⎧⎫≤+-⎨⎬⎩⎭⎧⎫⎪⎪+-+⎪⎪+-≤≤+-⎨⎬⎪⎪⎪⎪⎩⎭⎧⎪+-+-≤+≤+++-⎨⎪⎩-+-+±+-因此构造的置信区间为{}{}121201212120121212121212.222=022,22=02=02=0=的无偏估计为，在：成立的条件下，大于某个常数应该是小概率事件，因此构造拒绝域：以下确定常数由X X H X X c K X X c cP X X c P P t t μμμμμμμμμμα+++++>+>+⎧⎫⎪⎪⎪=>+⎬⎪⎪⎭⎧⎫⎪⎪⎪⎪=>+=⎨⎬⎪⎪⎪⎪⎩⎭()()122n m c t n m S ααω--+-⇒=+-拒绝域为：3133011331122333333111~(1,).~(3)220.220.230.20.20.80.20.104220.4因为所以，类错误(弃真)：为真类错误(纳伪)：为真i i i i i i i i i i i i i i X B p X B p P X H P X p P X p P X p C C P X H P X p αβ=======I ⎧⎫⎧⎫=≥=≥=⎨⎬⎨⎬⎩⎭⎩⎭⎧⎫⎧⎫===+==⎨⎬⎨⎬⎩⎭⎩⎭=+=II ⎧⎫⎧=<=<=⎨⎬⎨⎩⎭⎩∑∑∑∑∑∑∑313311223333120.4120.430.410.40.60.40.648i i i i i i P X p P X p P X p C C ===⎫⎬⎭⎧⎫=-≥=⎨⎬⎩⎭⎧⎫⎧⎫=-==-==⎨⎬⎨⎬⎩⎭⎩⎭=--=∑∑∑()()221221111211=200ˆnE i i i n n nEi i i i i i i i i ni ii nii S y x dS y x x y x x d x yxββββββ======-=--=⇒-==∑∑∑∑∑∑解：（）利用最小二乘估计使残差平方和最小参数的最小二乘估计量为2211222111111221111ˆ2=~(,)ˆˆˆ~(,)111ˆ===11ˆ（），由正态分布的性质推知服从正态分布ni ii i i i ni ii nnni i iiiinnni i i i i ii i i ni i nn i i i i i x YY x N x xN E D E E x Y x EY x x x x xD D x Y x x ββεβσβββββββ============+⎛⎫ ⎪ ⎪= ⎪ ⎪⎝⎭⎛⎫⎛ ⎪ ⎪ == ⎪ ⎪⎝⎭⎝∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑()()()()()222211221222111112211ˆ~(,)ˆˆˆ3=ˆˆˆ2(,)ˆ(,)(,)因此，（）nii ni ii n i i nnE i iiiiii i nni i i i i ii i ni ii ii i i i nniii i xDY xN x ES E Y x D Y x E Y x D Y x DY D x Cov Y x x Yx Cov Y x Cov Y x C xxσσβββββββββ==========⎫⎪⎪=⎪ ⎪⎭⎡⎤-=-+-⎣⎦⎡⎤=-=+-⎣⎦==∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑()222221112222222222221111(,)(,)221则ni i i i i i i nni iii i nni i Enni i iii i x x ov Y x Y Cov Y Y xxx x ESn n n xxσσσσσσσσ==========+-=+-=-∑∑∑∑∑∑∑因素：车型水平：3种不同的车型A,B,C方差分析前提假设：正态性，方差齐次性，独立性对比分位数：0.95(2,9) 4.26F F >=，拒绝原假设0123:H μμμ==，认为这三种车型耗油量有显著差异。
研究生-数理统计课后答案参考
, i 1, 2, , n
解
由已知条件得： Yi ~ B(1, p) ，其中 p 1 FX ( ) .
因为 X i 互相独立，所以 Yi 也互相独立，再根据二项分布的可加性，有
Y ~ B(n, p) ， p 1 F
i 1 i
n
X
( ) .
9 设 X1 ,, X n 是来自总体 X 的样本，试求 EX , DX , ES 2 。假设总体的分布为： 1） X ~ B( N , p); 2) X ~ P( ); 3) X ~ U [a, b]; 4) X ~ N ( ,1);
解
n 2 2 2 E Xi X E (n 1) S (n 1) ES i 1 (n 1) DX (n 1) 2
2 (n 1) S 2 n 2 4 D X i X D ( n 1) S D 2 i 1
试画出身高直方图，它是否近似服从某个正态分布密度函数的图形. 解
图 1.2 数据直方图
它近似服从均值为 172，方差为 5.64 的正态分布，即 N (172,5.64) . 4 设总体 X 的方差为 4，均值为 ，现抽取容量为 100 的样本，试确定常数 k，使得 满足 P( X k ) 0.9 .
2）对总体 X ~ P( )
P( X 1 x1 , X 2 x2 , X 3 x3 , X 4 x4 , X 5 x5 ) P( X i xi )
i 1 i 1 n 5
x
i
xi !
e
5xBiblioteka x !i 1 i5
e 5
其中： x
（完整版）数理统计考试题及答案
（完整版）数理统计考试题及答案1、离散型随机变量X 的分布律为P （X=x i ）=p i ，i=1.2…..，则11=∑=ni ip2、设两个随机变量X ，Y 的联合分布函数F （x ，y ），边际分布Fx （x ），Fy （y ），则X 、Y 相互独⽴的条件是)()(),(y F x F y x F Y X ?=3、 X 1,X 2,….X 10是总体X~N （0，1）的样本，若2102221X X X +++=ξ,则ξ的上侧分位数025.0ξ=解：因为X~N （0，1），所以2102221X X X +++=ξ~)10(2χ，查表得025.0ξ=20.54、设X~N （0，1），若Φ（x ）=0.576，则Φ（-x ）= 解：Φ（-x ）=1-Φ（x ）=1-0.576=0.4245、设X 1,X 2,….X n 是总体),(~2σµN X 的样本，∑=-=ni iXY 122)(1µσ，则EY=n解：∑=-=ni iXY 122)(1µσ~)(2n χ，E 2χ=n ，D 2χ=2n⼆、设设X 1,X 2,….X n 是总体),(~2σµN X 的样本，∑=-=612)(51i i X X s ，试求)5665.2(22σ≤s P 。
解：因为),(~2σµN X ，所以有)5(~)(126122χσ∑=-i i X X ，则≤-= ≤-=≤=≤∑∑==8325.12)(5665.25)()5665.2()5665.2(261226122222σσσσi ii i X X P X X P s P s P 查2χ分布表得=≤)5665.2(22σs P≤-∑=8325.12)(2612σi i X X P =1-α=1-0.0248=0.9752 三．设总体X 的概率密度为f(x)= (1),(01) 0a x x α?+<，其他，其中α>0，求参数α的矩估计和极⼤似然估计量。
12研究生数理统计习题部分解答
12研究生数理统计习题部分解答第六章 抽样分布1． （1994年、数学三、选择）2． 设),,,(21n X X X 是来自总体),(2σμN 的简单随机样本，X 是样本均值，记22121)(11∑=--=i i X X n S ，22122)(1∑=-=i i X X n S ，22123)(11∑=--=i i X n S μ，22124)(1∑=-=i i X n S μ则服从自由度1-n 的t 分布的随机变量是=T （ ）。
3． A .11--n S X μB .12--n S X μ4． C .nS X 3μ-D .nS X 4μ-[答案：选B ]5． 当2212)(11∑=--=i i X X n S 时，服从自由度1-n 的t 分布的随机变量应为 6． =T nSX μ-7． A 、由222121)(11S X X n S i i =--=∑=，111--=--=n S X n S X T μμ 8． 而不是nSX T μ-=9． B 、由212221221)(111)(1S nn X X n n n X X n S n i ii i -=--⋅-=-=∑∑== 10． nSX n S X n S X T nn μμμ-=--=--=∴-1112。
11． （1997年、数学三、填空）12．设随机变量Y X ,相互独立，均服从)3,0(2N 分布且91,,X X 与91,,Y Y 分别是来自总体Y X ,的简单随机样本，则统计量292191Y Y X X U ++++= 服从参数为（ ）的（）分布。
13．[答案：参数为（9）的（t ）分布]14．解：由Y X ,相互独立，均服从)3,0(2N 分布，又91,,X X 与91,,Y Y 分别来自总体Y X ,，可知91,,X X 与91,,Y Y 之间均相互独立，均服从分布)3,0(2N 15．因而)39,0(~291⨯∑=N X i i ，)1,0(~9191N X X i i ∑==，)1,0(~3N Y i ，)9(~32912χ∑=⎪⎭⎫ ⎝⎛i i Y ，且∑==9191i i X X 与∑=⎪⎭⎫ ⎝⎛9123i i Y 相互独立， 16． 因而()292191912919123919191Y Y X X YXXi ii ii Y i ii ++++==∑∑∑∑==== 服从参数为9的t 分布。
研究生数理统计第三章习题答案
习 题 三1.正常情况下，某炼铁炉的铁水含碳量()24.55,0.108XN .现在测试了5炉铁水，其含碳量分别为4.28,4.40,4.42,4.35,4.37.如果方差没有改变，问总体的均值有无显著变化？如果均值没有改变，问总体方差是否有显著变化()0.05α=？ 解 由题意知，()24.55,0.108XN ，5n =，511 4.3645i i x x ===∑，0.05α=，()5220110.095265i i s x μ==-=∑.1)当00.108σ=已知时，①设统计假设0010: 4.55,: 4.55H H μμμμ==≠=. ②当0.05α=时，0.975121.96uu α-==，临界值120.1081.960.09475c unασ-==⨯=， 拒绝域为000{}{0.0947}K x c x μμ=->=->.③004.364 4.550.186x K μ-=-=∈，所以拒绝0H ，接受1H ，即认为当方差没有改变时，总体的均值有显著变化.2)当0 4.55μ=已知时，①设统计假设2222220010:0.108,:0.108H H σσσσ==≠=.②当0.05α=时，临界值()()()()222210.02520.975122111150.1662,5 2.566655c n c n n n ααχχχχ-======， 拒绝域为222202122220000{}{2.56660.1662}ssssK c c σσσσ=><=><或或.③202200.095268.16700.108sK σ==∈，所以拒绝0H ，接受1H ，即均值没有改变时，总体方差有显著变化.2.一种电子元件，要求其寿命不得低于1000h .现抽取25件，得其均值950x h =.已知该种元件寿命()2,100XN μ，问这批元件是否合格()0.05α=？解 由题意知，()2,100XN μ，25n =，950x =，0.05α=，0100σ=.①设统计假设0010:1000,:1000H H μμμμ≥=<=. ②当0.05α=时，0.05 1.65u u α==-，临界值()1001.653325c u nασ==⨯-=-， 拒绝域为000{}{33}K x c x μμ=-<=-<-.③00950100050x K μ-=-=-∈，所以拒绝0H ，接受1H ，即认为这批元件不合格. 3.某食品厂用自动装罐机装罐头食品，每罐标准质量为500g ，现从某天生产的罐头中随机抽测9罐，其质量分别为510,505,498,503,492,502,497,506,495（单位：g ），假定罐头质量服从正态分布.问1)机器工作是否正常()0.05α=？2)能否认为这批罐头质量的方差为25.5()0.05α=？解 设X 表示用自动装罐机装罐头食品每罐的质量（单位：g ）.由题意知()2500,XN σ，方差2σ未知. 9n =，911500.88899i i x x ===∑，0.05α=，()()222111133.6111118nni i i i s x x x x n ===-=-=-∑∑，()52201130.66679i i s x μ==-=∑1)①设统计假设0010:500,:500H H μμμμ==≠=.②()()0.9751218 2.306tn t α--==，临界值()12 5.79751 2.306 4.45649s c t n n α-=-=⨯=， 拒绝域为000{}{ 4.4564}K x c x μμ=->=->.③00500.88895000.8889x K μ-=-=∉，所以接受0H ，拒绝1H ，即认为机器工作正常.2)当0500μ=已知时，①设统计假设2222220010: 5.5,: 5.5H H σσσσ==≠=.②当0.05α=时，临界值()()()()222210.02520.975122111190.3,9 2.113399c n c n n n ααχχχχ-======， 拒绝域为22220212222{}{2.11330.3}ssssK c c σσσσ=><=><或或.③2022030.66671.013785.5sK σ==∉，所以接受0H ，拒绝1H ，即为这批罐头质量的方差为25.5.4.某部门对当前市场的鸡蛋价格情况进行调查，抽查某市20个集市上鸡蛋的平均售价为()3.399元/500克，标准差为()0.269元/500克.已知往年的平均售价一直稳定 ()3.25元/500克左右，问该市场当前的鸡蛋售价是否明显高于往年()0.05α=？解 由题意知，()23.25,XN σ，20n =， 3.399x =，0.05α=，0.269s =.①设统计假设0010: 3.25,: 3.25H H μμμμ≤=>=. ②当0.05α=时，()()10.95119 1.729t n t α--==，临界值()10.2691 1.7290.106719s c t n n α-=-=⨯=， 拒绝域为000{}{0.1067}K x c x μμ=->=->③003.399 3.250.149x K μ-=-=∈，所以拒绝0H ，接受1H ，即认为市场当前的鸡蛋售价是明显高于往年.5.已知某厂生产的维尼纶纤度()2,0.048XN μ，某日抽测8根纤维，其纤度分别为1.32,1.41,1.55,1.36,1.40,,1.50,1.44,1.39，问这天生产的维尼纶纤度的方差2σ是否明显变大了()0.05α=？ 解 由题意知()2,0.048XN μ，8n =，811 1.421258i i x x ===∑，0.05α=，()()22211110.0122118nni i i i s x x x x n ===-=-=-∑∑.①设统计假设2222220010:0.048,:0.048H H σσσσ==>=.②当0.05α=时，临界值()()2210.951117 2.0117c n n αχχ-=-==-，拒绝域为2202200{}{ 2.01}s s K c σσ=>=>.③202200.012215.29950.048s K σ==∈，所以拒绝0H ，接受1H ，即这天生产的维尼纶纤度的方差2σ明显变大了.6.某种电子元件，要求平均寿命不得低于2000h ，标准差不得超过130h .现从一批该种元件中抽取25个，测得寿命均值为1950h ，标准差148s h =.设元件寿命服从正态分布。
北航研究生数理统计答案完全版
n
令
ˆ 于是， 的极大似然估计
⑵ 似然函数
1 。 x x0
L( x0 ; x1 , x 2 , , x n ) n e
( xi x0 )
i 1
n
n e n ( x0 x ) ， xi x0 0 （ i 1 ， 2,, n ）
当 已知时，为 x 0 的单调递增函数，于是由极大似然估计定义可知，
书后部分习题解答整理版
即 ~ t (n 1) .
5. (P35.28) 设 x1 ， x 2 ，…， x m 和 y1 ， y 2 ，…， y n 分别是从 N ( 1 , 2 ) 和 N ( 2 , 2 ) 总 体中抽取的独立样本， 和 是两个实数，试求
( x 1 ) ( y 2 )
北航研究生数理统计 课后答案完全版
北京航空航天大学
研究生应用数理统计
书后部分习题解答整理版
P{ xi2 1.44} P{ (
i 1
10
xi 2 1.44 ) } 0.09 i 1 0.3 10 x 1 P{ ( i ) 2 16} i 1 0.3 1 0.9 0.1
2 1m
2
2 (n 1) S 2 n
2
( x 1 ) ( y 2 )
2 (m 1) S12m (n 1) S 2 n mn2
2
m
2
n
~ t (m n 2) 。
6． （ P80.1）设总体 X 服从两点分布 B(1, ) ， 0 1 ， x1 ， x 2 ，…， x n 为简单随机样 本，⑴ 求 q( ) Var ( x ) ；⑵ 求 q( ) 的频率估计。
13研究生数理统计习题部分解答
13研究生数理统计习题部分解答12研究生数理统计习题部分解答第六章抽样分布1．设(X1,X2,?,Xn)是来自总体N(?,?2)的简单随机样本，X 是样本均值，记S121212122222?(Xi?X)，S2??(Xi?X)，S3?(Xi??)2，??n?1i?1ni?1n?1i?112??(Xi??)2则服从自度n?1的t分布的随机变量是T?。
S42A.X??S1n?1B.X??S2X??n?1C.X??S32nD.S4n[答案：选B]12当S?(Xi?X)2时，服从自度n?1的t分布的随机变量应为 ?n?1i?1 T?X??SnA、S1212X??X?? ?(Xi?X)2?S2，Tn?1i?1S1n?1Sn?1而不是T?X??SnB、S2212n?11nn?1222??(Xi?X)??(X?X)?S ?ini?1nn?1i?1n ?T?X??S2n?1?X??n?1nSn?1?X??Sn。
2．设随机变量X,Y相互独立，均服从N(0,3)分布且X1,?,X9与Y1,?,Y9分别是来自总体X,Y的简单随机样本，则统计量U? ）分布。
2X1X9Y1Y922服从参数为的的分布]解：X,Y相互独立，均服从N(0,32)分布，又X1,?,X9与Y1,?,Y9分别来自总体X,Y，可知X1,?,X9与Y1,?,Y9之间均相互独立，均服从分布N(0,32)9Yi19?Yi?2因而?Xi~N(0,9?3)，X??Xi~N(0,1)，~N(0,1)，??~?2(9)，?39i?1i?1?3?i?192919?Y?且X??Xi 与??i?相互独立，9i?1i?1?3?219?Xi?19i?19i因而19Xi?19iYi23?Yi?19?2iX1???X9Y1???Y922服从参数为9的t分布。
3．2设(X1,X2,X3,X4)是取自正态总体X~N(0,2)的简单随机样本且Y?，b?布，其自度为。
同学习指导文件综例 [答案：a?时，统计量Y服从?分2112），b?时，统计量Y服从?分布，其自度为] 20100统计量Y?a(X1?2X2)2?b(3X3?4X4)2?[a(X1?2X2)]2?[b(3X3?4X4)]2 设Y1?a(X1?2X2),Y2?b(3X3?4X4)即Y??Yi2i?122X~N(0,2)可知Xi~N(0,22)，i?1,2,3,4，且EY1?E[a(X1?2X2)]?a(EX1?2EX2)?a(0?2?0)?0EY2?E[b(3X3?4X4)]?b(3EX3?4EX4)?b(3?0?4?0)?0 DY1?D[a(X1?2X2)]?a(DX1?4DX2)?a(22?4?22)?20aDY2?D[b(3X3?4X4)]?b(9DX3?16DX4)?b(9?22?16?22)?100b 若统计量Y服从?分布，则Y?布，即2?Yi，可知自度为2且Yi(i?1,2)服从标准正态分2i?12EY1?EY2?0，DY1?20a?1?a?4．11，DY2?100b?1?b?。
北京交通大学数理统计硕士试题
北京交通⼤学数理统计硕⼠试题北京交通⼤学硕⼠研究⽣《数理统计》试题⼀、 (10分) 设总体X ～,0(N 1),nX XX 221,,, 为其样本, 求统计量∑∑=-=+=ni ii n i i X X X Y 121221221的概率分布，并给出证明。
解:212121212212221∑∑∑--=-=??+=+=ni i i n i i i n i i X X X X X Y因为),(~102212N X X ii +- 且相互独⽴,所以)(~n Y 2χ.⼆、(15分) 设总体X 的密度函数为<≥=--θθθθx x e x f x ,,1为X 的⼀个样本。
（1）求未知参数θ的矩估计量1θ?，并讨论其是否为⽆偏估计量；（2）求未知参数θ的极⼤似然估计量2θ?，并讨论其是否为⽆偏估计量；（3）将21θθ?,?修正为43θθ?,?使其为θ的⽆偏估计，并⽐较43θθ?,?的有效性。
解：（1）因为θθθ+==+∞--2122dx e x EX x )(令X =+θ21，解得θ的矩估计量为211-=X θ?。
θθ=-=211X E E ?， 11的似然函数为=≥?+-==∑∏==其它02122211ni x n x x f L i n i i n ni i ,,,,,exp ),()( θθθθ≥+-=∑=其它022211θθ)(,exp x n x ni i n由于)(θL 是θ的单调增函数，所以θ的极⼤似然估计量)(?12X =θ。
总体X 的分布函数为<≥-=--θθθx x e x F x 012)()( 故2θ?的密度函数为 ?<≥=-=---θθθx x ne x f x F n x f x n n ,,)()]θ≠+===?+∞--ndx ne x EX E x n 21 2212)()(?所以，2θ?不是θ的⽆偏估计量。
（3）由上⾯的讨论可知 n X X 2121143-=-=)(?,θθ因为4122=-=)(EX EX DX ，22121141n EX EX DX =-=)()()()(，则，nn DX D 413==θ?， nn DX D 4141214<==)(?θ所以4三、(15分)设,,(21X X …,)nX 是来⾃正态总体),(2σµN 的样本,µ已知，求2σ的极⼤似然估计量，并证明它是UMVUE 和相合估计量。
研究生数理统计习题部分解答
12研究生数理统计习题部分解答第六章 抽样分布1． （1994年、数学三、选择）2． 设),,,(21n X X X 是来自总体),(2σμN 的简单随机样本，X 是样本均值，记22121)(11∑=--=i i X X n S ，22122)(1∑=-=i i X X n S ，22123)(11∑=--=i i X n S μ，22124)(1∑=-=i i X n S μ则服从自由度1-n 的t 分布的随机变量是=T （ ）。
3． A .11--n S X μB .12--n S X μ4． C .nS X 3μ-D .nS X 4μ-[答案：选B ]5． 当2212)(11∑=--=i i X X n S 时，服从自由度1-n 的t 分布的随机变量应为 6． =T nSX μ-7． A 、由222121)(11S X X n S i i =--=∑=，111--=--=n S X n S X T μμ 8． 而不是nSX T μ-=9． B 、由212221221)(111)(1S nn X X n n n X X n S n i ii i -=--⋅-=-=∑∑== 10． nSX n S X n S X T nn μμμ-=--=--=∴-1112。
11． （1997年、数学三、填空）12．设随机变量Y X ,相互独立，均服从)3,0(2N 分布且91,,X X 与91,,Y Y 分别是来自总体Y X ,的简单随机样本，则统计量292191Y Y X X U ++++= 服从参数为（ ）的（）分布。
13．[答案：参数为（9）的（t ）分布]14．解：由Y X ,相互独立，均服从)3,0(2N 分布，又91,,X X 与91,,Y Y 分别来自总体Y X ,，可知91,,X X 与91,,Y Y 之间均相互独立，均服从分布)3,0(2N 15．因而)39,0(~291⨯∑=N X i i ，)1,0(~9191N X X i i ∑==，)1,0(~3N Y i ，)9(~32912χ∑=⎪⎭⎫ ⎝⎛i i Y ，且∑==9191i i X X 与∑=⎪⎭⎫ ⎝⎛9123i i Y 相互独立， 16． 因而()292191912919123919191Y Y X X YXXi ii ii Y i ii ++++==∑∑∑∑==== 服从参数为9的t 分布。
研究生数理统计第二章习题答案
习题二1. 设总体的分布密度为()()1, 01,;0, x x f x ααα⎧+<<⎪=⎨⎪⎩其他，12,,,n X X X 为其样本，求参数α的矩估计量1α和最大似然估计量2α。
现测得样本观测值为0.1,0.2,0.9,0.8,0.7,0.7，求参数α的估计值. 解 因为总体X 的数学期望为 ()()11,12EX xf x dx x x dx ααααα+∞-∞+==+=+⎰⎰ 所以12X αα+=+得到1121X X α-=-. 因为总体X 的分布密度为()()1, 01,;0, x x f x ααα⎧+<<⎪=⎨⎪⎩其他，,则该总体决定的似然函数为()()()()11211, 01 ;,,,0, nn ni i i n i i x x L L x x x f x ααααα==⎧+∏<<⎪==∏=⎨⎪⎩，其他，,当()011,2,i x i n <<=时,()0L α>,两边取对数得到()()1ln ln 1ln ni i L n x ααα==++∑,两边对α求导得到()1ln ln 1nii d L nx d ααα==++∑, 令()ln 0d L d αα=得到211ln n ii nX α=⎛⎫⎪ ⎪=-+⎪ ⎪⎝⎭∑. 当测得126,,X X X 的观测值为0.1,0.2,0.9,0.8,0.7,0.7时,得到α的估计值为1120.30791x x α-==-, 261610.2112ln ii x α=⎛⎫⎪⎪=-+=⎪ ⎪⎝⎭∑.2. 设总体X 服从区间()0,θ上的均匀分布,即[]0,X U θ,12,,n X X X 为其样本,1)求参数θ的矩估计量1θ和最大似然估计量2θ;2)现测得一组样本观测值:1.3,0.6,1.7,2.2,0.3,1.1,试分别用矩法和最大死染发求总体均值、总体方差的估计值.解 1)因为总体X 的数学期望为022EX θθ+==， 所以2X θ=得到12X θ=。
数理统计答案(研究生)
1
2
2 ( X ) i 的概率分布。 i 1
n
xi
2
N (0,1), 且Y1 ,..., Yn 之间相互独立
Y
1
2
(x
i
i
) (
i
xi
) yi
2 i
2
2 2 由 分布定义Y (n)，Y服从自由度为n的 2 分布。
i 1 n
k
(k 1)!
xi k 1e xi
n xi 1 ( )n nk ( xi )k 1 e i (k 1)! i 1
ln L n ln(k 1)! nk ln ln( xi ) k 1 xi
i 1 i
n
d ln L nk k k ＾ xi 0,＾ 或 d x x i
Dx
2
n
13.设X1,X2,…,Xn是具有泊松分布 P ( ) 母体 的一个子样。试验证：子样方差 S *2 是 的无偏估计；并且对任一值 [0,1], X (1 )S*2 也是 的无偏估计，此处 X 为子样的平均 数
*2 解： X P(), EX , DX , E X , ES
16.设母体X具有正态分布N(0,1)，从此母体 中取一容量为6的子样（x1,x2,x3,x4,x5,x6）。 又设 Y ( X X X ) ( X X X ) 。试决定常数C,使 2 得随机变量CY服从 分布。 解： X N (0,1), Z1 X1 X 2 X 3 N (0, 3),
ln L n ln ( 1) ln xi
i
i 1 i 1
(完整版)研究生数理统计问答题答案
(完整版)研究生数理统计问答题答案201311。
检验的显著性水平：在假设检验中,若小概率事件的概率不超过α，则称α为检验水平或显著性水平.检验的P 值:拒绝原假设的最小显著水平称为假设检验中的P 值。
2。
参数估计的类型：① 点估计;② 区间估计；参数的点估计的方法：① 矩估计法 基本思想：由于样本来源于总体,样本矩在一定程度上反映了总体矩，而且由大数定律可知，样本矩依概率收敛于总体矩。
因此,只要总体X 的k 阶原点矩存在，就可以用样本矩作为相应总体矩的估计量，用样本矩的函数作为总体矩的函数的估计量。
② 极大似然估计法 基本思想:设总体分布的函数形式已知，但有未知参数θ，θ可以取很多值，有θ的一切可能取值中选一个使样本观察值出现的概率为最大的值作为θ的估计值，记作 ∧θ ,并称为θ的极大似然估计值.这种求估计值的方法称为极大似然估计法。
参数的点估计的评价方法:错误!无偏性;错误!有效性；错误!一致性。
3.假设检验的思想：先假设总体具有某种特征，然后再通过对样本的加工，即构造统计量推断出假设的结论是否合理。
假设检验是带有概率性质的反证法.推理依据：第一,假设检验所采用的逻辑推理方法是反证法.第二，合理与否，所依据的是“小概率事件实际不可能发生的原理”。
参数假设检验步骤：错误!提出原假设和备择假设；错误!选择适当的统计量，并确定其分布形式；错误!选择显著性水平α ，确定临界值；错误!作出结论。
5。
正交试验数据分析方法：○，1直接对比法就是对试验结果进行简单的直接对比。
错误!直观分析法是通过对每一因素的平均极差来分析问题。
所谓极差就是平均效果中最大值和最小值的差。
有了极差,就可以找到影响指标的主要因素,并可以帮助我们找到最佳因素水平组合。
4。
方差分析的目的：方差分析的目的是通过分析,判定某一因子是否显著，当因子显著时,我们还可以给出每一水平下指标均值的估计，以便找出最好的水平。
方差分析是对多个总体均值是否相等这一假设进行检验。
硕士生《数理统计》例题及答案
《数理统计》例题1.设总体X 的概率密度函数为： 221)(ββx ex f -=)0(>β试用矩法和极大似然法估计其中的未知参数β。
解：（1）矩法 由于EX 为0，πββββββββββββ2002222221][)()2(2)()2(212)(2222222222=+-=-=--===⎰⎰⎰⎰⎰∞+-∞+-∞+--∞+-∞++∞∞-dx exeed xx d xedxex dxx f x EX x x x x xπβ22221=-=X E EX DX 令2S DX =得：S πβ2ˆ=（2）极大似然法∑===-=-∏ni i i x nni x eeL 122221111ββββ∑=--=ni ixn L 1221ln ln ββ231ln 2n i i d L n x d βββ==-+∑ 令0ln =βd L d 得∑==n i i x n 122ˆβ2. 设总体X 的概率密度函数为：⎪⎩⎪⎨⎧<≥--=ααβαββαφx x x x ,0),/)(exp(1),;( 其中β>0，现从总体X 中抽取一组样本，其观测值为（2.21，2.23，2.25，2.16，2.14，2.25，2.22，2.12，2.05，2.13）。
试分别用矩法和极大似然法估计其未知参数βα和。
解：（1）矩法经统计得：063.0,176.2==S Xβαβαβφαβααβααβαβααβαα+=-=+-=-===∞+--∞+--∞+----∞+--∞+∞+∞-⎰⎰⎰⎰x x x x x edx exeexd dx ex dx x x EX ][)(1)()(222][)(1222222βαβαβαββαααβαβααβαα++=+=+-=-==--∞+∞+----∞+--∞+⎰⎰⎰EX dx ex ex ed x dx ex EX x x x x222)(β=-=EX EX DX令⎩⎨⎧==2S DX X EX 即⎩⎨⎧==+22S Xββα 故063.0ˆ,116.2ˆ===-=S S X βα（2）极大似然法 )(111),;(αββαβββα----===∏X nnX ni eex L i)(ln ln αββ---=X nn L)(ln ,0ln 2αββββα-+-=∂∂>=∂∂X nn L n L 因为lnL 是L 的增函数，又12,,,n X X X α≥所以05.2ˆ)1(==X α令0ln =∂∂βL 得126.0ˆ)1(=-=X X β 3.已知总体ξ的分布密度函数为：⎪⎩⎪⎨⎧+≤≤-=其它,011,21);(θθθx x f（1）用矩法估计其未知参数θ； （2）用极大似然法估计其未知参数θ。
硕士生《数理统计》例题
《数理统计》例题1.设总体X 的概率密度函数为： 221)(ββx ex f -=)0(>β试用矩法和极大似然法估计其中的未知参数β。
解：（1）矩法 由于EX 为0，πββββββββββββ2002222221][)()2(2)()2(212)(222222222=+-=-=--===⎰⎰⎰⎰⎰∞+-∞+-∞+--∞+-∞++∞∞-dx exeed xx d xedxex dxx f x EX x x x x xπβ22221=-=X E EX DX 令2S DX =得：S πβ2ˆ=（2）极大似然法∑===-=-∏ni i i x nni x eeL 122221111ββββ∑=--=ni ixn L 1221ln ln ββ231ln 2n i i d L n x d βββ==-+∑ 令0ln =βd L d 得∑==n i i x n 122ˆβ2. 设总体X 的概率密度函数为：⎪⎩⎪⎨⎧<≥--=ααβαββαφx x x x ,0),/)(exp(1),;(其中β>0，现从总体X 中抽取一组样本，其观测值为（2.21，2.23，2.25，2.16，2.14，2.25，2.22，2.12，2.05，2.13）。
试分别用矩法和极大似然法估计其未知参数βα和。
解：（1）矩法经统计得：063.0,176.2==S Xβαβαβφαβααβααβαβααβαα+=-=+-=-===∞+--∞+--∞+----∞+--∞+∞+∞-⎰⎰⎰⎰x x x x x edx exeexd dx ex dx x x EX ][)(1)()(222][)(1222222βαβαβαββαααβαβααβαα++=+=+-=-==--∞+∞+----∞+--∞+⎰⎰⎰EX dx ex ex ed x dx ex EX x x x x222)(β=-=EX EX DX令⎩⎨⎧==2S DX X EX 即⎩⎨⎧==+22SXββα 故063.0ˆ,116.2ˆ===-=S S X βα（2）极大似然法 )(111),;(αββαβββα----===∏X nnX ni eex L i)(ln ln αββ---=X nn L)(ln ,0ln 2αββββα-+-=∂∂>=∂∂X nn L n L 因为lnL 是L 的增函数，又12,,,n X X X α≥L所以05.2ˆ)1(==X α令0ln =∂∂βL 得126.0ˆ)1(=-=X X β 3.已知总体ξ的分布密度函数为：⎪⎩⎪⎨⎧+≤≤-=其它,011,21);(θθθx x f（1）用矩法估计其未知参数θ； （2）用极大似然法估计其未知参数θ。
数理统计试题及答案
数理统计试题及答案一、单项选择题（每题3分，共30分）1. 在概率论中，随机变量X的数学期望E(X)表示的是（）。
A. X的众数B. X的中位数C. X的均值D. X的方差答案：C2. 以下哪项是描述性统计中常用的数据集中趋势的度量方法？（）。
A. 极差B. 方差C. 标准差D. 偏度答案：A3. 假设检验中，原假设H0通常表示的是（）。
A. 研究者想要证明的假设B. 研究者想要否定的假设C. 研究者认为正确的假设D. 研究者认为错误的假设答案：C4. 在回归分析中，如果自变量X与因变量Y之间存在线性关系，则回归系数β1表示的是（）。
A. X每增加一个单位，Y平均增加β1个单位B. X每增加一个单位，Y平均减少β1个单位C. X每减少一个单位，Y平均增加β1个单位D. X每减少一个单位，Y平均减少β1个单位答案：A5. 以下哪项是统计学中用于衡量数据离散程度的指标？（）。
A. 均值B. 中位数C. 众数D. 方差答案：D6. 抽样分布是指（）。
A. 总体数据的分布B. 样本数据的分布C. 样本统计量的分布D. 总体统计量的分布答案：C7. 在统计学中，置信区间是用来估计（）。
A. 总体均值B. 总体方差C. 总体标准差D. 以上都是答案：D8. 以下哪项是统计学中用于衡量数据分布形态的指标？（）。
A. 均值B. 方差C. 偏度D. 峰度答案：C9. 假设检验中，如果p值小于显著性水平α，则（）。
A. 拒绝原假设B. 接受原假设C. 无法做出决策D. 需要更多的数据答案：A10. 在方差分析中，如果F统计量大于临界值，则（）。
A. 拒绝原假设B. 接受原假设C. 无法做出决策D. 需要更多的数据答案：A二、多项选择题（每题5分，共20分）1. 下列哪些是统计学中常用的数据收集方法？（）。
A. 观察法B. 实验法C. 调查法D. 抽样法答案：ABCD2. 描述性统计中，以下哪些是数据的集中趋势的度量方法？（）。
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《数理统计》例题1.设总体X 的概率密度函数为： 221)(ββx ex f -=)0(>β试用矩法和极大似然法估计其中的未知参数β。
解：（1）矩法 由于EX 为0，πββββββββββββ2002222221][)()2(2)()2(212)(222222222=+-=-=--===⎰⎰⎰⎰⎰∞+-∞+-∞+--∞+-∞++∞∞-dx exeed xx d xedxex dxx f x EX x x x x xπβ22221=-=X E EX DX 令2S DX =得：S πβ2ˆ=（2）极大似然法∑===-=-∏ni i i x nni x eeL 122221111ββββ∑=--=ni ixn L 1221ln ln ββ231ln 2n i i d L n x d βββ==-+∑ 令0ln =βd L d 得∑==n i i x n 122ˆβ2. 设总体X 的概率密度函数为：⎪⎩⎪⎨⎧<≥--=ααβαββαφx x x x ,0),/)(exp(1),;(其中β>0，现从总体X 中抽取一组样本，其观测值为（2.21，2.23，2.25，2.16，2.14，2.25，2.22，2.12，2.05，2.13）。
试分别用矩法和极大似然法估计其未知参数βα和。
解：（1）矩法经统计得：063.0,176.2==S Xβαβαβφαβααβααβαβααβαα+=-=+-=-===∞+--∞+--∞+----∞+--∞+∞+∞-⎰⎰⎰⎰x x x x x edx exeexd dx ex dx x x EX ][)(1)()(222][)(1222222βαβαβαββαααβαβααβαα++=+=+-=-==--∞+∞+----∞+--∞+⎰⎰⎰EX dx ex ex ed x dx ex EX x x x x222)(β=-=EX EX DX令⎩⎨⎧==2S DX X EX 即⎩⎨⎧==+22SXββα 故063.0ˆ,116.2ˆ===-=S S X βα（2）极大似然法 )(111),;(αββαβββα----===∏X nnX ni eex L i)(ln ln αββ---=X nn L)(ln ,0ln 2αββββα-+-=∂∂>=∂∂X nn L n L 因为lnL 是L 的增函数，又12,,,n X X X α≥L所以05.2ˆ)1(==X α令0ln =∂∂βL 得126.0ˆ)1(=-=X X β 3.已知总体ξ的分布密度函数为：⎪⎩⎪⎨⎧+≤≤-=其它,011,21);(θθθx x f（1）用矩法估计其未知参数θ； （2）用极大似然法估计其未知参数θ。
解：（1）θξ=E 令ξξ=E得：ξθ=ˆ （2）12111(,,,;)()22nn n i L ξξξθ===∏L0=θd dL，故L 的单调性与θ无关 又1,,,121+≤≤-θξξξθnθˆ可以取]1,1[)1()(+-ξξn 中的任何值。
4.10个病人服用甲、乙两种安眠药后增加（或减少）的睡眠时间（小时）见下表：假定病人服用两种安眠药后增加（或减少）的睡眠时间分别服从正态分布),(211σa N 和),(222σa N ，试求21a a -的α-1置信下限（10.0=α）。
解：依题意设),(~),,(~22222111σξσξa N a N经计算得：0994.2,62.1,7641.0,47.1222211====S S ξξ先做方差齐性检验：2221122210:;:σσσσ≠=H H3640.02*22*10==SS F查表得：18.3)9,9(95.0=F 因为0121212121(1,1)(1,1)F F n n F n n αα--<<----所以接受0H ，即认为两个总体的方差相等。
21a a -的α-1置信下限为212122221121121112)2()(n n n n S n S n n n t +-++-+---αξξ 即-0.9004其中3304.1)18()2(9.0211==-+-t n n t α，15.021-=-ξξ2613.1221222211=-++n n S n S n ，4472.01121=+n n 5.设样本12(,,,)n X X X L 来自正态总体)5,(~21μN X ，样本均值为X ，样本12(,,,)n Y Y Y L 来自正态总体)3,(~22μN X ，样本均值为Y ，且两样本相互独立。
1μ、2μ为未知参数。
（1）已知8.7=X ，3.5=Y ，样本容量n=25，求21μμ-的置信水平为0.95的置信区间；（2）如果要求21μμ-的置信水平为0.95的置信区间长度不超过2，问样本容量n 至少应取多少？解：)25,(~1n N X μ，)25,(~2nN Y μ故)50,(~21n N Y X μμ--)1,0(~50)()(21N nY X μμ---所以，），）置信区间为（的（n u Y X n uY X 50501212121αααμμ--+----- （1）），）置信区间为（的（255096.13.58.7255096.13.58.7121+-----αμμ，即（-0.272，5.272）。
（2）依题意，有2nu5021α-≤2，即n 5096.1≤1，即n ≥1.962×50所以，n ≥192.08或n ≥193。
6.设总体),,,(,0),(~21 L n P ξξξλλξ>为其样本。
（1）证明：对一切21)1(),10(S n n--+≤≤αξααα都是λ的无偏估计量； （2）试求2λ的一个无偏估计量。
（1）证：因为λξξ==E E ，λξnn D n n S E 11)(2-=-=所以]1)1[()(]1)1([22S n n E E S n n E --+=--+αξααξα λλααλαξα=-+=--+=)1()(1)1(2S E n nE 所以对一切21)1(),10(S n n--+≤≤αξααα都是λ的无偏估计量。
（2）解：因为2222)()(λλξξξξξ+=+=+=nE n D E D E 所以222)(λλλλξξ=-+=-nnnE故nξξ-2是2λ的一个无偏估计量。
7.设总体ξ服从]1,[+θθ上的均匀分布，θ未知，(n ξξ,,1 )是来自此总体的一个样本，已知{}n ξξξ,,min 1)1( =，{}n n ξξξ,,max 1)( =。
（1）试计算)1(ξ、)(n ξ的数学期望；（2）试分别利用)1(ξ、)(n ξ构造θ的无偏估计量； （3）试比较（2）中的两个无偏估计量的有效性。
解：（1）X 的概率密度函数为：⎩⎨⎧+∉+∈=时当时当]1,[,0]1,[,1)(θθθθx x x p因此)1(X 的概率密度函数为：⎩⎨⎧+∉+∈--=-时当时当]1,[,0]1,[,)](1[)(1)1(θθθθθx x x n x p n X)(n X 的概率密度函数为：⎩⎨⎧+∉+∈-=-时当时当]1,[,0]1,[,)()(1)(θθθθθx x x n x p n X n 所以，dx x xp X E X ⎰+∞∞-=)(][)1()1(⎰+---⋅=11)](1[θθθdx x n x n11)1()(101++=-+=⎰-n dt t n t n θθ dx x xp X E n X n ⎰+∞∞-=)(][)()(⎰+--⋅=11)(θθθdx x n x n1)(101++=+=⎰-n n dt ntt n θθ （2）由（1）可知，11ˆ)1(1+-=n X θ，1ˆ)(2+-=n n X n θ都是θ的无偏估计量。
（3）dx x p x X E X ⎰+∞∞-=)()()1()1(22⎰+---⋅=112)](1[θθθdx x n x n21012)1()1(122)1()(θθθ++++-+=-+=⎰-n nn n dt t n t n )1()1(1]11[)ˆ(DX n X D D =+-=θ 2)1(2)1(][][EX X E -= 22)11(])1()1(122[++-++++-+=n n n n n θθθ 22)1(2+-+=n n n n dx x p x X E n n X ⎰+∞∞-=)()()()(22⎰+--⋅=112)(θθθdx x n x n2112122)(θθθ++++=+=⎰-n n n n dt nt t n)()(2]1[)ˆ(n n DX n n X D D =+-=θ 2)(2)(][][n n EX X E -=22)1(]122[++-++++=n n n n n n θθθ22)1(2+-+=n n n n因此，两个估计量的有效性一样。
8.用机床生产某种滚珠，现从中随机地抽取8只滚珠，测得其直径（单位：mm ）为：15.0，14.5，15.2，15.5，14.8，15.1，15.2，14.8。
现对机床进行维护保养后继续进行生产，从中随机地抽取9只滚珠，测得其直径（单位：mm ）为：15.1，15.0，14.8，15.2，14.9，15.0，14.9，15.1，14.8。
假设保养前后生产的滚珠直径都服从正态分布。
试问保养后机床的加工精度是否显著提高了（05.0=α）。
解：设保养前生产的滚珠直径服从正态分布),(211σa N ，保养后生产的滚珠直径服从正态分布),(222σa N 。
问题归结为检验假设2221122210:;:σσσσ>=H H 经统计得：0125.151=X ，09554.02*1=S 9778.142=X ，01944.02*2=S915.422*2*10==SS F查表得：50.3)8,7()1,1(95.0211==---F n n F α 因为)1,1(2110-->-n n F F α所以拒绝0H ，即可以认为保养后机床的加工精度是显著提高了。
9.从甲、乙两个分厂的铸铁中分别抽取样本容量为9和8的样本，分别计算后得到含碳量（%）的平均数及校正样本方差为：甲厂：9,1337.0,23.01*12===n s x 乙厂：8,1636.0,269.02*22===n s y 。
设甲、乙两个分厂铸铁的含碳量都服从正态分布且相互独立，问这两个分厂铸铁的含碳量的平均值可否看作一样（α=0.05）？解：假设甲、乙两厂的铸铁的含碳量分别服从),(),(222211σμσμN N 、问题归结为检验假设210μμ=：H ；211μμ≠：H因为方差未知，又不知方差是否相等，所以应先检验假设2221)1(0σσ=：H ；2221)1(1σσ≠：H 用F 检验法，)1(0H 的接受域为：22*2*1212)1,1(S S F n n F =<--α（因为22*2*1S S <） 现在8,921==n n ，817.01636.01337.022*2*1==S S查表得：2208.053.41)7,8()1,1(025.0212===--F n n F α因为0.817>0.2208，所以接受)1(0H ，即认为方差相等。