浙江省2015年4月高等教育自学考试医药数理统计试题

医药数理统计试题
表 1 治疗前后的舒张压变化表 治疗前 治疗后 1 1 6 1 1 5 1 1 0 9 0 1 2 9 1 1 8 1 0 9 8 7 1 1 0 9 2 1 1 6 1 1 0
某化工厂进行合成氨试验 , 需要设计寻找最优生产条件的试验方案 ㊂ 根据以往经验和相关 2 7. ) : 专业资料列出如下因素水平表 ( 表2 表 2 合成氨试验因素水平表 ) 反应压力 ( P a B 3 0 0 2 7 0 2 5 0 因素 催化剂种类 C 甲 乙 丙
方法分析结果在作表头时必须留有空白列 ㊂
㊂
㊂
某地 2 标 准 差 为 4. 2 4. 0 1 2年1 2 0 名 8 岁男孩身高 均 数 为 1 2 3. 0 2 c m, 7 9 c m㊂ 试 估 计 该 地 8 岁 , ㊂如已知药片的重 在一批药片中 , 随机抽查 3 称得平均片重 为 1. 标 准 差 为 0. 2 5. 5片, 5 0 8 g g 某医院用某种中草药治疗高血压病人 6 名 , 治疗 前 后 的 舒 张 压 变 化 如 表 1 所 示 , 试问该中 2 6. ) 草药对于降舒张压有无作用 ㊂( α=0. 0 1 1 0 1 9 2 # 第 3 页 (共 4 页 ) 量服从正态分布 , 试估计药片平均片重的 9 5% 的置信区间 ㊂ 男孩身高在 1 3 0 c m 以上者占的百分比 ㊂
--
2 ) 设随机变量 X~N ( 则 D( 满足 2. 1, σ X)
D. ABC+A BC +A B C B. D( X) ȡE( X2)
n
-
-
- -
1 2 2 ( ) 则 服 从χ 的一个样本 , n 3. X1 , X2 , , Xn 是来自总体 X ~N ( σ X = ðXi 是 样 本 均 数 , μ, ni=1 1n 2 Xi-X) A.2 ð ( σ i=1
水平 1
反应温度 ( ħ) A 5 2 0 4 9 0 4 6 0
试对 1. 7 2, 1. 8 2, 1. 8 0, 1. 9 2, 1. 8 3, 1. 9 8, 1. 5 9, 1. 6 0, 1. 8 1㊂ 如果试验结 果 越 大 越 好 , 附表 : 该结果做出直观分析 ㊂
4 ) 若不考虑交互作用 , 选用 L9( 正交表 , 将 A㊁ 试验结果为 3 B㊁ C 分别放在表的 1㊁ 2㊁ 3 列上 ,
3
2
0. 0 5( ) 0. 0 5( ) 0. 0 5( ) ) ) ) 3 4 1 5 =2. 1 3 1 5; t 8 =2. 3 0 6; t Φ( 1 =0. 8 4 1; Φ( 1. 4 6 =0. 9 2 8; Φ( 2 =0. 9 7 7; t 2 2 2
2 2 2 ) ) ) =2. 0 3 2 2; 8 =1 5. 5 0 7; 8 =1 7. 5 3 5; 8 =2. 1 8 0 0. 0 5( 0. 0 2 5( 0. 9 7 5( χ χ χ
绝密
考试结束前
浙江省 2 0 1 5 年 4 月高等教育自学考试
医药数理统计试题
课程代码 : 1 0 1 9 2
请考生按规定用笔将所有试题的答案涂 ㊁ 写在答题纸上 ㊂
选择题部分
注意事项 : 填写在答题纸规定的位置上 ㊂ 考生务必将自己的考试课程名称 ㊁ 姓名 ㊁ 准考证号用黑色字迹的签字笔或钢笔 1.答题前 ,
2 ) , 设总体 X~N ( 且 μ, 则总体均值 μ 的置信区间 5. σ σ 均未知 ㊂ 若样本容量和样本值不变 , μ,
在假设检验的问题中 , 显著性水平α 的意义是 6. 原假设 H0 成立 , 经检验被拒绝的概率 B. 原假设 H0 成立 , 经检验不能拒绝的概率 A.
当 1C. α 缩小时 , L 不变
当 1A. α 缩小时 , L 增大
当 1B. α 缩小时 , L 缩短 以上三个都不对 D.
原假设 H0 不成立 , 经检验不能拒绝的概率 C. 原假设 H0 不成立 , 经检验被拒绝的概率 D. 两个样本均值的检验 A.
2 检验 下列哪项检验不适用 χ 7.
方差分析的基本思想可简述为 8. 误差的方差必然小于组间方差 B. 两方差之比服从 F 分布 D. ( A. 1, n) 组间方差大于组内方差 A.
i=1
ðX i 服从
n
㊂ , 总体方差的
已知回归系数b=8 及 x 则 y 关于x 的线性回归方程为 2 1. =2 3, =1 9 9, y
在一元线性回归分析中 , 样本相关系数r 的取值范围是 2 2. 正交试验用 2 3. 四㊁ 计算题 ( 本大题共 4 小题 , 每小题 1 共4 0分, 0 分)
2 , ) 设 X1 , 的一个简单随机样本 , 则样本均数 X = 1 1 8. X2 , . . . Xn 为来自正态总体 X ~N ( σ μ, n
, 用样本 X1 , 总体均值的一个 无 偏 估 计 量 是 1 9. X2 , . . . Xn 估计总体参数 , 无偏估计量是 2 0. 2ˑ2 的列联表又称 ㊂ 表, 其自由度 f= ㊂
皮擦干净后 , 再选涂其他答案标号 ㊂ 不能答在试题卷上 ㊂
用2 用橡 2.每小题选出答案后 , B 铅笔把答题纸上对应题目的答案标号涂黑 ㊂ 如需改动 ,
一㊁ 单项选择题 ( 本大题共 1 每小题 3 分 , 共3 0 小题 , 0 分) 在每小题列出的四个备选项中只有一个是符合题目要求的 , 请将其选出并将 答题纸 的相 应代码涂黑 ㊂ 错涂 ㊁ 多涂或未涂均无分 ㊂ , , 依次对 3 个人进行体检算 1 次试验 , 令 A= { 第 1 人体检合格 } 第 2 人体检合格 } 1. B= { C= A. A+B+C C. A B C { ㊂ 则{ 第 3 人体检合格 } 只有 1 人体检合格 } 可表示为 B. A B C
在假设检验中 , 设α 和β 分别为犯第一类错误和第二类错误的概率 , 则α+ 1 4. β=1㊂ 相关关系和函数关系都属于完全确定性的依存关系 ㊂ 1 5.
非选择题部分
注意事项 : 用黑色字迹的签字笔或钢笔将答案写在答题纸上 , 不能答在试题卷上 ㊂ 三㊁ 填空题 ( 本大题共 8 小题 , 每空 2 分 , 共2 0 分) 若事件 A 和 B 相互独立 , 则 P( 1 6. P( A) =0. 3, P( B) =0. 6, A+B) = , ) 设随机变量 X~B( 则 E( 1 7. n, 2 X+1 = p) ㊂ ㊂
2 C. ðXi
C. D( X) <E( X2)
A. D( X) =E( X2)
D. D( X) >E( X2)
) 分布的统计量是 -1
1n 2 XiB.2 ð ( μ) σ i=1
2 ðXi i=1 D. 2 σ
n
n
i=1
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称 X1 , 即 X1 , 4. X2 , , Xn 是来自总体 X 的一个简单随机样本 , X2 , , Xn 满足 但与总体分布不一定相同 B. X1 , X2 , , Xn 相互独立同分布 , C. X1 , X2 , , Xn 相互独立且均与总体同分布 但不一定相互独立 D. X1 , X2 , , Xn 与总体同分布 , 长度L 与置信度 1α 的关系是 不一定同分布 A. X1 , X2 , , Xn 相互独立 ,
C. CңAңBңD
A. AңBңCңD
分别为 : 则各因素对试验结果影响的从大到小的顺序为 RA =5 7, RB =1 2, RC =7 6, RD =7, B. BңDңAңC D. DңBңAңC
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二㊁ 判断题 ( 本大题共 5 小题 , 每小题 2 分 , 共1 0 分) 判断下列各题 , 在答题纸相应位置正确的涂 A , 错误的涂 B ㊂ 对掷一粒骰子的试验 , 在概率论中将 出现奇数点 称为随机事件 ㊂ 1 1. 当 n➝ ¥ 时 , 二项分布 ㊁ 泊松分布可以近似转化为正态分布 ㊂ 1 2. 抽样分布是指样本统计量的概率分布 ㊂ 1 3.
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多个样本的总体率比较 C.
两样本的总体率比较 B. 拟合优度检验 D.
总离差平方和可以分解成因素平方和与误差平方和之和 C.
直线回归方程的显著性假设检验 , 其 F 检验统计量的自由度为 9. ( ) C. 1, n-2 ( ) B. 1, n-1 D. 2 n-1
4 ) 对于因素 A㊁ 正交表进行试验 , 直观分析法中关于因素 A㊁ 1 0. B㊁ C㊁ D 用L9( 3 B㊁ C㊁ D 的极差