第六章样本及抽样分布
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管理统计学(李金林版教材)课后习题答案~~~第六章基础习题1. 解释总体分布、样本分布和抽样分布的含义。
答:总体分布:整体取值的概率分布规律,即随机变量X 服从的分布;样本分布:从总体中按照一定的抽样规则抽取的部分个体的分布,若从总体中简单随机抽取容量为n 的样本,则样本分布为(X 1,X 2,...,X n );抽样分布:样本统计量的分布。
2. 简述卡方分布、t 分布、F 分布及正态分布之间的关系,它们的概率密度曲线各有什么特征?答:若随机变量X 服从N(μ,σ2),则Z =X−μσ服从N(0,1);若随机变量X 服从N(0,1),则Y =∑(X i )2n i=1服从自由度为n 的χ2分布;若随机变量X~N(0,1),随机变量Y~χ2(n),且X 与Y 相互独立,则称随机变量T =√Y n⁄服从自由度为n 的t 分布;若随机变量X~χ2(n),若随机变量Y~χ2(m),且X 与Y 相互独立,则称随机变量F n,m =X n ⁄Y m ⁄服从第一自由度为n ,第二自由度为m 的F 分布,记为F n,m ~F(n,m)。
χ2分布的概率密度曲线分布在第一象限内,随着自由度n 的增大,曲线向正无穷方向延伸,并越来越低阔,越来越趋近于正态分布的曲线形态。
t 分布的概率密度曲线以0为中心,左右对称,随着自由度n 的增大,t 分布的概率密度曲线逐渐接近标准正态分布的概率密度曲线。
F 分布的概率密度曲线分布在第一象限内,当第一个自由度不变,第二个自由度增大时,曲线越来越向右聚拢,当两个自由度都增加时,F 分布概率密度曲线逐渐接近正态分布的概率密度曲线。
3. 解释中心极限定理的含义。
从均值为μ,方差为σ2的任意一个总体中抽取样本容量为n 的随机样本,则当n 充分大时,样本均值x̅的抽样分布近似服从均值为μ,方差为σ2n ⁄的正态分布,即x̅~N(μ, σ2n ⁄)。
4. 某公司有20名销售员,以下是他们每个人的销售量:3,2,2,3,4,3,2,5,3,2,7,3,4,5,3,3,2,3,3,4。
第六章样本及抽样分布【基本要求】1、理解总体、个体和样本的概念;2、理解样本均值、样本方差和样本矩的概念并会计算;3、理解统计量的概念,掌握几种常用统计量的分布及其结论;4、理解分位数的概念,会计算几种重要分布的分位数。
【本章重点】样本均值、样本方差和样本矩的计算;抽样分布——2 分布,t分布,F分布;分位数的理解和计算。
【本章难点】对样本、统计量及分位数概念的理解;样本矩的计算。
【学时分配】4学时【授课内容】§6.0 前言前面五章我们研究了概率论的基本内容,从中得知:概率论是研究随机现象统计规律性的一门数学分支。
它是从一个数学模型出发(比如随机变量的分布)去研究它的性质和统计规律性;而我们下面将要研究的数理统计,也是研究大量随机现象的统计规律性,并且是应用十分广泛的一门数学分支。
所不同的是数理统计是以概率论为理论基础,利用观测随机现象所得到的数据来选择、构造数学模型(即研究随机现象)。
其研究方法是归纳法(部分到整体)。
对研究对象的客观规律性做出种种合理性的估计、判断和预测,为决策者和决策行动提供理论依据和建议。
数理统计的内容很丰富,这里我们主要介绍数理统计的基本概念,重点研究参数估计和假设检验。
§6.1 随机样本一、总体与样本1.总体、个体在数理统计学中,我们把所研究的全部元素组成的集合称为总体;而把组成总体的每个元素称为个体。
例如:在研究某批灯泡的平均寿命时,该批灯泡的全体就组成了总体,而其中每个灯泡就是个体;在研究我校男大学生的身高和体重的分布情况时,该校的全体男大学生组成了总体,而每个男大学生就是个体。
但对于具体问题,由于我们关心的不是每个个体的种种具体特性,而仅仅是它的某一项或几项数量指标X(可以是向量)和该数量指标X在总体的分布情况。
在上述例子中X是表示灯泡的寿命或男大学生的身高和体重。
在试验中,抽取了若干个个体就观察到了X的这样或那样的数值,因而这个数量指标X是一个随机变量(或向量),而X的分布就完全描写了总体中我们所关心的那个数量指标的分布状况。
第六章 样本及抽样分布1.[一] 在总体N (52,6.32)中随机抽一容量为36的样本,求样本均值X 落在50.8到53.8之间的概率。
解: 8293.0)78()712(}63.68.163.65263.62.1{}8.538.50{),363.6,52(~2=-Φ-Φ=<-<-=<<X P X P N X2.[二] 在总体N (12,4)中随机抽一容量为5的样本X 1,X 2,X 3,X 4,X 5. (1)求样本均值与总体平均值之差的绝对值大于1的概率。
(2)求概率P {max (X 1,X 2,X 3,X 4,X 5)>15}. (3)求概率P {min (X 1,X 2,X 3,X 4,X 5)>10}.解:(1)⎪⎪⎭⎪⎪⎬⎫⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧>-=⎪⎪⎭⎪⎪⎬⎫⎪⎪⎩⎪⎪⎨⎧>-=>-25541225415412}112{|X P X P X P =2628.0)]25(1[2=Φ-(2)P {max (X 1,X 2,X 3,X 4,X 5)>15}=1-P {max (X 1,X 2,X 3,X 4,X 5)≤15}=.2923.0)]21215([1}15{1551=-Φ-=≤-∏=i i X P (3)P {min (X 1,X 2,X 3,X 4,X 5)<10}=1- P {min (X 1,X 2,X 3,X 4,X 5)≥10}=.5785.0)]1([1)]21210(1[1}10{15551=Φ-=-Φ--=≥-∏=i i X P 4.[四] 设X 1,X 2…,X 10为N (0,0.32)的一个样本,求}.44.1{1012>∑=i i X P解:)5(1.0}163.0{}44.1{),10(~3.0101221012221012查表=>=>∑∑∑===i ii ii iX P XP χX7.设X 1,X 2,…,X n 是来自泊松分布π (λ )的一个样本,X ,S 2分别为样本均值和样本方差,求E (X ), D (X ), E (S 2).解:由X ~π (λ )知E (X )= λ ,λ=)(X D∴E (X )=E (X )= λ, D (X )=.)()(,)(2λX D S E nλnX D ===[六] 设总体X~b (1,p),X 1,X 2,…,X n 是来自X 的样本。