数理统计课后习题答案科学出版社供参考Word格式.docx
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冷fC矿
・••用是/的咽合估计。
8•曲=£
酬-刃二述E-pV=丄*<
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以不…・■X,:
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也孥:
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令:
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叫£
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丄
酣/-1\-pX
9.Ex=—小於=彳
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令0=0便待&
二壬命:
一二壬n&
=3片10心)彳万严(0®
0’其它
(1》:
矩估il法:
样本k阶瓯亘矩£
背岱计总体k阶原.古矩W杆木k尬屮心炬丄乞(工-17估计总体k阶中心矩EGY—ETr
/=i
•・・E料北E(X-EX^=丄£
(尤-X)2=S:
、EX』
0■•-
・・一"
.0JY
由样不血可得:
Jr=1.2^;
=0.407/=2.4
⑵:
最人似然估计:
丄(扎;
刃二门/久⑷二壬必皿砂坐警型=_£
<
o心】8dv0设次序统计童:
入吞乂耳….••当0=尤”,即:
&
=陀丫{俎)}时,M;
硯达到呆大。
A
:
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=maxXf=2.2
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•••EX豊
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離墮丄加zx£
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龙二竺,0¥
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二0・403:
22?
1212
IL£
x=f(041)逐
%1
?
+2
g粘鹅心〃
代入样本值0缶0・:
3
x-1
绘大似然佔计:
“心刃=口/(£
;
0)=:
(0+恍PJ应j厂*\r-l)
LnL{X3:
0)=nLn{84-1)+0Lnf[A;
=nbt(0+1)十刀丫LnXt
f»
Cixl
恥3;
忙厶找M
do0Z幺
12:
z(x;
加口/s;
&
)=缶ri心%
i=i匕“I尸.
LnL{X.;
)=nLn{0+I)+£
2以:
-厶£
X:
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汁务令"
径严
I]/»
♦
(2):
L{X;
;
0}=-—€”川,LnL(Xf;
0)V|Xj-nLn2一nLna
2CT<
7jxi
BLnL'
XR)=召巴
dOcr2wdO
=0,得养丄鮎
门tri
ti^\
⑶皿电;
0)=严严,(%X)
LnL(X;
;
)=-£
尤+n0,凹(X囲)=片>
o
.d二心=minx.时1(扎;
®
为最大
•:
0-minX.
l^n
厶皿(畑,处诱¥
+芳
刃庞(尤;
40)二用dap>
dLnL{Xt\_号"
ngn
・••L(Xg0)对a为单增
•*aSA*⑴MX(2》KXlfl,f
a-minX\时/(扎;
a,Q为最大。
令八殮^£
^^=0养才da
=minX八B=minX.一X
ms
=w+1.65(7
•/以认<7)在处连续
旌徐1.65出英中0,矗b分别为6»
“,册最大似然估计。
/J=J+L6SS;
I
14>:
设(兀…乂』为X的一个样本.其值%(/•・・・,/』■记—则
|则似然方秤
妙俐你t为笊丄丄£
(兀一X)2=s;
”“Inr=l
有样木值(I4.7J5JJ4.8J5.0,15.2.14.6/代入得跖4.9&
=(0.216>
l5:
P{X=K}=Cfh(l-p)y
厶(九丿2口刊£
产《}=门第厂(ip)-
3£
(尤/)=心口(:
:
+;
乞«
0卩+(加-£
)51-刃
厶(尤;
刃二门pa*卜市©
/严
rx|dJ
心2(1-"
心)=心7£
-了=打(儿・・・比)=门。
\-P7.1
.••*是充分完备统计域环二丄EX=—£
¥
=—xAy?
=p
NNN
一F
・•・濯无偏的,p^E(p\X)^—是MWE
16皿(尤;
0**/;
刃=・*諂“,X>
0
In厶(尤;
2-丄£
“广川n0
0讥(兀6_"
入弘£
(尤;
0)并-
E—E^=EX=e、W分布:
it=l,0丄EX=-^e)B0
无偏
必;
)=存浄专J沪
c(加》力⑹"
討說妨,…•兀)=1
・;
文为充分完备统计址
斧二E(0!
T)-E{X\T)-才为它的MP£
17:
/(x)=衣e纣
厶必;
,)=门/({)二!
——和八丄立Y:
-(血可•(丹”台
⑴:
易验证7•为。
2的垠大似然估计
ET=丄也厂=DX+(£
*)?
=亍为无偏估计n
由久¥
2)的表达式可得,c(0)=L_-
(厉)"
•(/户
由定义它是指分布族.从而是(7?
的一个充分统计战
1®
rae
令1J丄
罗)
rl
c
••有7V)=”门严八
吨)
|J上
—r^y1e2妙二
H?
匕J从而、
同理E
-严
三牯为邢无偏估计
fl)
从而爪為咖卅的无偏估计。
乂«
和巧都是充分躱让呈了的曲数,W
(%|7>
岭及故沧匕分别迪(7和3*的垠小方差无偏估计.
18解:
(Y的联合分布密度为
I-也_1»
^)=£
心,心⑺鸟2(片丄
令(2心尸“口
/y
〃=(%◎)二—7i/(耳…丿;
)=1
W2cr*)
_\n
(工丄工用卩是(他/)?
的充分完条统计品也有
“tzl
区s紆也是wdy•的完备统计縈,
又元是“的无偏估计,S:
是(7啲无偏估计
因此有E(3无+4S:
2)=3“十4<
也就是3¥
+4S:
是3“+4/的无偏估计。
乂E(3X+4S:
*壬,S:
)23才+4S;
•••3牙+4£
2是3〃+4(72的最小方差无偏估计
M丄乞X:
-5S;
'
='
nEX2-5£
5S「=£
T一5,=/-4i
I"
告丿n因此丄£
用_5愛为“2_QW无偏估计
nr=l
故“丄£
疋-5帶(片・Sj)L丄尬屮-5宵为最小方差无偏估计I丹口)n
I"
19;
(l)duD=飞
Lnf(xf0)--Lnyjli-El纟L
(2)XC/(0,&
).有DAJ眷g(0)
ill/(x.6?
)=—,Lnf(x.0)=-LnO
dlnf(x^)yr11
故下界为
⑶:
由XDB(儿p\得F(X=x)=C;
pp-p)i即/Up)YM(l-p)g
Lnfgp)=LnC;
*xLnp+(N-x)Ln(}亠p)
.P
迟-上H_E{x-Npf
Dx
TchpF
W4p\]-p)
/PO-P)
20.证有效估计•H先宴证明0的无偏性
(J)E&
•_xnEX,=(DX-(EX)2)=亍n
^)=1处彳)=写D[f(^)2]=—
nzn<
=ign
12a"
n/(a2)n
沪是/的有效估计°
(2)Ea2=ES'
2=cr
r
DP=DS;
2=(住翌)=泣
丄Ah/(ct2)n
(/?
」)•b打_1
Xo・2aA
I打一]
・・・S:
是亍的渐进无偏估计
21.x^n(oj)雌凶二$外科二朋—仏比门二1・Z
Vnn
不足刖无偏估计
22.先找<7》的一个无偏佔计
F显£
(—1几込
nr-an
由前in=
M(c厂)n
・・心"
丄工(兀-厅是,的有效估计
23.先求谢最犬似然估计3
n旷応亠a
LQ:
⑹祀冷;
o)=岂丁-(nx.r
n(^;
}=”aIn0-&
(a-1)£
lnxr-winf(a)
由定理3.4g⑹=4在処连续卸@(0)=4二兰
0a
敏4心专心"
池T鹅誌
咖恥护竽二朽殴一俘)2卜爲
皿如區缨••iW=7=-是;
的有效估计,
加⑹9a0
F-x—
24・
(1)选取统计逼0=—/—Z~N(O,I)
7頁°
%
尸{"
IV%}=I-a=0.9P{-%<
6Z<
/J=0.9
222
2O(wa)-l=0.9「•①("
化)=0・95n=1.65
故〃的9曲骨借区何为(2・120875.2.129125〉U»
l>
x=2.125
2)选取统计幷"
亍?
〜心-])
P〈(T[v.5—】)}=l-a=0・9查t分布农紂4»
(15)=1・7531
从而的“的置信区间为(2.1175•2.1325)
25.选取统计虽,T=g二乡~彳(”一1)
Si
P{『|<
d)}=l_a=0.95.
7
O*o
从而的“的負信区间为(壬ff”(15)x-^x+t(15”立)
了454
代入数据的(2.69,2.72)
26.
选取统计童:
-/(«
-!
)
J79.3
片-d_/“(”_i)s;
Pf尹宁T(Z)}"
95糾壬-小丄丽一
27.
咖二円"
^>
=-1
28.
样木均值与总体均值的绝对谋菱可衷示为:
\x-^
选取统计虽片=胃兰〜"
(0」)
冷%
P{^^<
wJ=l-a=0.95.•.|5f^Z/l<
~-A^-=0-1
/石v1
n至少取97
29,
因如已知故选择憾数才,=£
(卫二二亠£
(兀一“),
t=l(J(T*4=1
30•由公式可得般置信区间为(.口匕1冷
结果和誌'
涪)
心+刃2一2)
引・十厂_0二0一("
厂"
必乂阳2仇5二石
P『|<
6(耳+®
-2)}=卜口=0・95衍
目佔区网为
(込心的”宀卷涪將
心叫宀5血烝鼎啓
由于匕耳%(4,4)<
(0.3159,12.9)..
33•由厅1x=6700£
=220
故卬侧賢信卜很为产-〈(〃一1)电其q«
a=0.05>
Jn
代入值得6592.471
34.选取统计联:
("
二驴-〜Z2(n-\)
由P迂驴<
%J{n_1)}二I一a=0.9$得(7
P{a<
}=0.95
代入数据的O■得置信上限为7&
04
35•记抽到一尊品为Hl,J其它为“旷则总体X/®
从二点分
由題总:
n二100昉64由1一a=9,%得乞/二!
・96
r—
故轻信卜•限为仝-畤J上X竺(1■巴)"
55n兀V〃刃n
置信”隈为—+uJ-x—(1-—)-0,73
n人V川"
•记次曲位其它为“旷
37.P(.¥
=x)=—e"
故=D(X)眾X!
田中心极啟定理Tl充分大时
底51上
HrnH乩而一"
)=L迈丁?
曲=収刁
乂賈倍度为卜a
~^T
人&
为才-(农+丄/2)2+討=0的两个根•
■n々
•—
第三章统计决策与贝叶斯估计
3•因为X0N(0;
a3)所以才何.Y2=-X)20/(n)
/°
i=a。
旧
■
z・■
EYj*,DY产2n•/EY2^h-LDY2=2(n-l).
d£
(Xi-乂)2^2(n-l)a4
R*e点)==D6:
=D
R20b;
)=E何一町=E#£
(X「莎一討
\ni-t/
吨郭”讣何挣x/)t[
=-!
y*2(n-l)(74+;
-^^a?
-£
j3j=2,-7a*
n'
In)n2
出佃沁)二E(6;
-卉=D(&
*)+[E(&
-P)『=_L^Rg,疔卜=D(圮刊+[e(&
2)]'
=討
Rs("
)=E(E-cr2)2=D(覺-R)+[e(E-P)『=-|^a-因为r5<
ri<
r2<
r4<
ri
所以庁;
的风险聂人.&
的风险最小。
4•闪为XDN(“qJ・所以Y=A£
(X广乂尸口/fn-1)
ai=i
1JJ
EY^n-HDY=2(n-l):
~£
(X-X)2
nJ苗4
所以骑3D乳务
Ri仙R,&
)=E(&
fFy=D(6:
-P)+[E(&
-/)丁=筈
R2(//,ct-,^)=^~lcr\Rj(//,cr:
^)
R.<
R.<
RI
t
ayX,.1
6•样本的似然函数为q(xMr龙年一e-/^xt!
idx」:
-i
设兄笹先验分布为『分布r(%0),其核为犷弋宀则入的后验分布为,
a■工人-h(/l|x)oc2•'
心)
可以看出后验分布是r分布ra+$X"
+0的核;
所以泊松分布P(A)中A的共轨先验分布为r分布。
7•样本的联合密度为
n3Vx,n
q(x|l)-龙=-二肿广叭龙x,Wk^e七i«
1X!
iat
样本与乂的联合密度为
f(X/)二q(Xi2)灵4)Uk厂弋十沖
K
(X门…,区』的边际密度为:
g(x)r(nx+2)
2的贝叶斯估计为(平方损失下);
.■•
(n+严r(nx^3)nx42
■r(nx+2)x(^])n57T=T7T
9.样本的似燃函数为
q(x|&
)=2先讥二护c"
i=(
而0的先验分布是:
I.1
兀(0)=尹e尸
i7r(tt+1)/T>
(°
0)
•••样本X=(K|…叫)与e的联合密度f(x.O)=g(x10)n(0)=kO^neHn^;
h
样本的边缘甕度是g(x)-J|J(x,0)d9=k[ze^ne("
^d0=k-^a+1)
J(nx+^)a4^(
P
8的腐验分布为:
在平方损失下,的B估计为:
=j[0h(0|x)d0=
(嵌+])…初
Prxf(n+a+I)丄
nzjj
nx+-
TXsB(n・p)
z(xip)=ncR(i-p)f=kp%_p)5(“门①)
・Tn(p)=L0<
p<
Af(x,p)=n(p)q(x|p)«
kpn5(l-pF"
g(x)==ff(X,p)dpL叮p呵-p/-dp=kWl)r(n<
nx^)
*'
「(rf+2)
MP心=W茹/W
r(n2+2)
P的13估计p=E(p|X)=fph(p|x)dP-—(>
r(n2_问|)xfpfti'
(i-prnJdP=J^-
0<
P<
O
囚为L(p,p)=^^=2(p)(p-p)1由定理4.3知.p的B估计为p('
-p)
、k[(l_P)“孕dp
—E“(P)P!
x)_
P=W(pM'
畀I伞廿£
“O-p)-"
p
氏训n-£
x,」)!
(n"
)!
\<
=|/\1«
1/
(p'
(l-p)"
§
Xi'
dp
二一=xn
风险函数
11•因为X0N((V/}・所以样本似然函数为g(x|R)』一!
因为^(cr2)oc|,所以f(x0*/「expz
看验分布h(cr21x)=)x
从而看出t服从才"
n+2),故有
Pj<
.^(n+2)<
t<
^(n+2)j=\-a
nn
所以P的1-aR间估计为
Ex:
工X:
.7i=£
忑何?
疋%("
+2)
EX=M
12.in:
明:
因为xcr
1
1+^
_a(a丫
(l+a)2+lJ+«
丿
设&
的先验分布为"
(0),则估计捷0的风险汕
何詬[R(如)卜仕他切占如在
可知©
的贝叶斯风险是与0无关的常数丄,由定理可知6二輕为0的1+a
minmax估计
第四章假设检验
第五章
1.
(1)使用统计量
x-u
0(炉滋阻书欢
7/VW2
w£
T器芈
拒绝Ho,假设不成立
(2)
X-U
a/4n
根据第三问求岀的有效函数
几(疋歹Xx4・8}=1—0(4・8H^3・96}/O・O4AO・4339
(3)
0(心£
.(砥)>
乂伍形)
2.
(1)汕成立时的拒绝域:
”=三2、历>
如牡己点-4%}
检验函数:
几心{;
呀丄Bit:
若检验函数为:
s(x)=|;
耋;
则有化丘幼
犯第一类错汉的概率:
宀卩&
7|”=60^pxV4>
^px>
/4>
=1-^2>
0」2275
犯第二类借碳的概率:
卩=咔<
7|“=7挣¥
切>
平皿]=|-°
(0卜0.5
3•峻侧检於这统计城:
U二寻=2(二/)
1/2
v/70:
i/<
0.//,:
u>
00卜仏比・05
(;
][;
I
・'
・"
=工:
rr^"
<
L入•:
一丁产纟-1・65>
(0(g)=0・95)
[c?
、山JI6Qn\
•
X
-X~°
B匸]必
er-vn!
5
0.015/3
木落入拒绝域4.煤假役分口“却.5
zs
0.0(5/3
1.96
•••抿绝山/.门乍不止常
5.
(1)7;
上二如』-N(0.I)
V任
矩绝城为炉二卜胪•二N〉%>
0(“"
-H:
r
I0
二:
”孑_歹亠("
2)*
arr
1“
6.
“0=20.0
设冬件长嗖为随眸变心以则x〜\:
(sc),
比成立肘
其中
a=0.05
“=2.3646.v=20.1
糾丿
f曲劝艸93
」a--w0i
20.1-20l=L465<
2J646
7.//“寸口❻丹"
坤:
“0=12100
拒绝乩
8•单侧检验
(1)・仏”刃5%村//“<
0・5%
选取统Hur7=
〜t(nT〕
HJ戏龙时:
仏(9RE31
•••拒纶11“
0.00452-0.005
0.00037
(2)仏:
7刃・4%<
~>
〃严<
0.4%
选统计放
宀型f〜如)
推绝域:
T应鉴临(9讣:
诧<3.3】[于JI<7・
空二冲=2帕血>3.33
a(0.004)・
因此按受山
因含锌站殿从匸态分布且方差相第可选统计母:
丁:
••「(忙咗一总〜心严”)
血一1)5:
呎-1)谓V从W
代入魏据£
11
伽(”丄刀:
-2)叫心$(l5)=2J3!
5
卩%•:
(⑸
训此復受盯即认为伶锌罐均值可看成•样
10.F/qQ产:
巧工er】
选取统计紀尼£
込〜尸(廿1兄-2)
%5
英中W为拒绝域
右计舁结杲可知:
可以认为。
产在这个条件卜
乂右“Q巧二^㈠亿"
产叫
选取统汁h:
A=_^互±
尹LJ巫葩m,血+“_2)70:
厂就讣耳叫-
当He■成立H•収拒绝域为
、便亟卫|边仏+几-2)]
[J("
厂此”仏-山:
汀“严处'
2'
[,:
^_£
iL=|SE3>
2.8784f
肪跻仏一讪计2|I
十£
_回亦曰抽53<
2.87糾
所以接妥】I
所以可以认为两种广训衣□同-正态分布
H.先检嵋方怎是否可看件相竽
选取统计盘宀写空〜尸(,加厂2)
当比成二肘.蔦拒绝帰
片二X:
绍〉片(坷亠2)\NW=[x:
埠<
/•;
(”|一1旳-2)]
Xi*I..*
,」:
/“:
割・786「所以接受IL
由此可构逍T的统计吐检验
〃o"
l二比分片|"
严“,
Uy-U
当山不成工时的拒绝域
f
Jv-
点-刃㈣?
2(代+山-2)
*>
/|丄"
0I
Vli^n2£
/
i
{申|〉2・1199}
|7>
0・57<
2・1199所以.接511..说明无软彩•进步
.2.(1;
先验证Z/oGF'
OHs严K
(2)芒接受再验证仏网=《<
■>
//[:
刊2再1.1类似
3.\(yy=cr2-0.0004^7/(zr,^cr2#0.0004
选取统计竝•宀也学〜巩心)
当儿不成立时的拒绝域为
km
或炉』
狛)
.[学吋
刖炉小*>
26械心如”<
5.63]
14x0.025?
接受!
I”则与规定的八无显著差异
14・H©
6=6:
0式(7三
当仏不成立时拒绝械为:
计算得:
接受"
x
14.H[:
c二介
->
H\:
(7|丰6
逸収統讣牡:
、
F^-^7-F0・7"
—1)町・
/令
/CT:
旧/;
成立I卜脚绝域为:
15.U)选取结计城