2018年數(shù)理統(tǒng)計(jì)大作業(yè)題目和答案0348

（B）二￡X2是統(tǒng)計(jì)量

ni] ?（（B）二￡X2是統(tǒng)計(jì)量

ni] ?（D）—X2是統(tǒng)計(jì)量

nii=1(A)N(0,1) (B)t(3)(C)t(9) (D)F(1,9)3、設(shè)兩獨(dú)立隨機(jī)變量XN（0,1），Y~x2(16)，4X）。(A)N(0,1) (B)t(4)(C)t(16) (D)F(1,4)TOC\o"1-5"\h\z1、設(shè)總體X服從正態(tài)分布N（出02），其中從已知，。2未知，X1X2,…,Xn為其樣本，n>2,則下列說(shuō)法中正確的是（ ）。(A)三￡(X-^)2是統(tǒng)計(jì)量ni1 ?02n(C)--￡(X-^)2是統(tǒng)計(jì)量n-1i1i2、設(shè)兩獨(dú)立隨機(jī)變量XN（0,1），Y?x2（9），則空服從（ ）。vT4、設(shè)X1,…，Xn是來(lái)自總體X的樣本，且EX=r，則下列是從的無(wú)偏估計(jì)的是（ ）.1n-11n-1(A)—乙X,

n- i=1(B)—Ex

n-1i

i=1(c)1Exn=2i(D)1EX

ni

i=15、設(shè)X,X,X,X是總體N（0,o2）的樣本，。2未知，則下列隨機(jī)變量是統(tǒng)計(jì)量的是1234（ ）.E4Xi（A）X§/。； （B）-=14-^-； （C）X1-。； （D）E4X2/。26、設(shè)總體X6、設(shè)總體X?N（四,02），下列正確的是（）.（A）X?N⑴,02）X1,L,Xn為樣本，X,S分別為樣本均值和標(biāo)準(zhǔn)差，則（B）nX?甲（0% ）(C)1E(Xi)2~X2(n)02 ii=17、設(shè)總體X服從兩點(diǎn)分布B（1，p），其中p是未知參數(shù)，X1,…,X5是來(lái)自總體的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，則下列隨機(jī)變量不是統(tǒng)計(jì)量為（）（a）.X1+X2 （b）max{X4<i<5）

(C)X5+2p (D)(X5-xJ8、設(shè)X，…，X為來(lái)自正態(tài)總體N(也。2)的一個(gè)樣本，從,o2未知。則o2的最大似然估1n計(jì)量為()。TOC\o"1-5"\h\z(A)1Z(X -目)2 (B) 1￡(X -X)(C) 1 Z(X -目)2 (D)上￡(x -X)ni ni n-1i n-1ii=1 i=1 i=1 i=19、設(shè)總體X~N(日,o2),Xj，…,Xn為樣本，X,S分別為樣本均值和標(biāo)準(zhǔn)差，則服從()分布服從()分布.(A)N(生0(A)N(生02)(D)t(n-1)(B)NAt) (C)t(n)n10、設(shè)X，…，X為來(lái)自正態(tài)總體N(A，02)的一個(gè)樣本，a，02未知。則02的置信度為1n1-a的區(qū)間估計(jì)的樞軸量為()?！?X-口￡(X-口i(A)-= 02￡(x-Qia 02

0：￡(x-X)i=1￡(x-X)i^= 02

011、在假設(shè)檢驗(yàn)中，下列說(shuō)法正確的是( )。如果原假設(shè)是正確的，但作出的決策是接受備擇假設(shè)，則犯了第一類(lèi)錯(cuò)誤；如果備擇假設(shè)是正確的，但作出的決策是拒絕備擇假設(shè)，則犯了第一類(lèi)錯(cuò)誤；第一類(lèi)錯(cuò)誤和第二類(lèi)錯(cuò)誤同時(shí)都要犯；如果原假設(shè)是錯(cuò)誤的，但作出的決策是接受備擇假設(shè)，則犯了第二類(lèi)錯(cuò)誤。12、對(duì)總體X~N(也02)的均值日和作區(qū)間估計(jì)，得到置信度為95%的置信區(qū)間，意義是指這個(gè)區(qū)間()。(A)平均含總體95%的值 (B)平均含樣本95%的值(C)有95%的機(jī)會(huì)含樣本的值 (D)有95%的機(jī)會(huì)的機(jī)會(huì)含目的值八 八 八13、設(shè)0是未知參數(shù)0的一個(gè)估計(jì)量，若E9W0，貝心是0的()。(A)極大似然估計(jì) (B)有偏估計(jì)(C)相合估計(jì)(D)矩法估計(jì)14、設(shè)總體X14、設(shè)總體X的數(shù)學(xué)期望為a,XjX2,正確的是( ).,Xn為來(lái)自X的樣本，則下列結(jié)論中X1X1是a的無(wú)偏估計(jì)量. .(C)X1是a的相合(一致)估計(jì)量.X1是A的極大似然估計(jì)量.(D)X1不是a的估計(jì)量.15、設(shè)總體X?N(A,015、設(shè)總體X?N(A,02)，o2未知，X1,X2,,Xn為樣本，S2為修正樣本方差，則檢驗(yàn)問(wèn)題：H0:A=Ao，H1:"A0(A0已知).的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為().(A)n——1Cx—a)(C)6G-ao)(D)6'-a°)16、設(shè)總體X服從參數(shù)為九的泊松分布P(九)，X1X2,…,Xn是來(lái)自總體X的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，則DX=.17、設(shè)X1,X2,X3為來(lái)自正態(tài)總體X~N(N,O2)的樣本，若aX1+bX2+cX3為從的一個(gè)無(wú)偏估計(jì)，則a+b+c=。18、設(shè)X~N(四,02)，而1.70，1.75，1.70，1.65，1.75是從總體X中抽取的樣本，則1的矩估計(jì)值為19、設(shè)總體X服從正態(tài)分布N(1,o2)，1未知。X1,X2,…?,Xn為來(lái)自總體的樣本，TOC\o"1-5"\h\z則對(duì)假設(shè)H:02=o2；H:o2wo2進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，通常采用的統(tǒng)計(jì)量是0 01 0 ，它服從 分布，自由度為 。20、設(shè)總體X~N(1,4),X,X, ,X為來(lái)自該總體的樣本，X=-1/X,則\o"CurrentDocument"1 2 10 10ii=1D(X)=.21、我們通常所說(shuō)的樣本稱(chēng)為簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，它具有的特點(diǎn)是 .22、已知勺9(8,20)=2，貝U勺1(20,8)=.23、設(shè)X~U[a,1]，X1,….,Xn是從總體X中抽取的樣本，求a的矩估計(jì)為 .24、檢驗(yàn)問(wèn)題：H0：FG)=FGJ，H0：F(x)。FGJ(F0(x)含有l(wèi)個(gè)未知參數(shù))的皮爾遜12檢驗(yàn)拒絕域?yàn)?5、設(shè)X1,X2,…,X6為來(lái)自正態(tài)總體N(0,1)的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，設(shè)Y=(X1+X2+X3)2+(X4+X5+X6)2若使隨機(jī)變量cy服從12分布，則常數(shù)c=.26、設(shè)由來(lái)自總體N(1,0.92)的容量為9的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本其樣本均值為X=5，則1的置信度為0.95的置信區(qū)間是 (10.975=1.96).fy=xp+e27、若線性模型為1Ee=0,c°Me,e)=c/,則最小二乘估計(jì)量為 -n28、若樣本觀察值x1,L,xm的頻數(shù)分別為n1,L,nm，則樣本平均值為

TOC\o"1-5"\h\z29、若樣本觀察值x,L,x的頻數(shù)分別為n,L,n，則樣本方差為 .1 m 1 mn30、設(shè)f(t)為總體X的特征函數(shù)，(X1,L,Xn)為總體X的樣本，則樣本均值X的特征函數(shù)為. "31、設(shè)X服從自由度為n的X2-分布，則其數(shù)學(xué)期望和方差分別是 .32、設(shè)X:X2(n),i=i,…，憶且相互獨(dú)立。則￡x服從分布.i i ii=133、設(shè)總體X服從均勻分布U[0,e]，從中獲得容量為n的樣本X1,L,Xn,其觀測(cè)值為x1,L,x，則e的最大似然估計(jì)量為 . ”3；、根據(jù)樣本量的大小可把假設(shè)檢驗(yàn)分為.35、設(shè)樣本X,L,X來(lái)自正態(tài)總體NQ,。2)R未知，樣本的無(wú)偏方差為S2，則檢驗(yàn)1n問(wèn)題H：02VO2,H：02>02的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為.0 0 1 036、對(duì)試驗(yàn)(或觀察)結(jié)果的數(shù)據(jù)作分析的一種常用的統(tǒng)計(jì)方法稱(chēng)為 .37、設(shè)X1,X2，,X17是總體N(日，4)的樣本，S2是樣本方差，若P(S2>a)=0.01,則a= .(X2(16)=32.0)= 0.990<x<e；，X10<x<e；，X1,X2,…,X為總體X的一個(gè)其他.0<x<1,1<x<2,,其中e是未知參數(shù)其他.38、設(shè)總體X的密度函數(shù)為p(X)=\e3' )0，樣本，則e的矩估計(jì)量為.39、設(shè)總體X的概率密度為p(x)=(1-d0,(0<e<1),X1,X2,…,X為來(lái)自總體X的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，則e的矩估計(jì)量為.40、設(shè)總體X的分布函數(shù)為1-1-5,0,x>1,x<1.TOC\o"1-5"\h\z其中未知參數(shù)Q1,設(shè)X1,X2,...,Xn為來(lái)自總體X的樣本，則B的最大似然估計(jì)量 .41、設(shè)測(cè)量零件的長(zhǎng)度產(chǎn)生的誤差X服從正態(tài)分布N(日,O2)，今隨機(jī)地測(cè)量16個(gè)零件，得￡X,=8,￡X;=34.在置信度0.95下，口的置信區(qū)間為.i=1 i=1(t (15=)1.753t1, =(15)2.1315)0.95 0.97542、設(shè)由來(lái)自總體N(日,0.92)的容量為9的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本其樣本均值為x=5，則目的置信度為0.95的置信區(qū)間是 (日0975=1.96).43、設(shè)總體X服從兩點(diǎn)分布B(1,口)，其中p是未知參數(shù)，X1,L,X5是來(lái)自總體的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本。指出X1+X2,max{X,1<i<5),X5+2p,(X5-X1)2之中哪些是統(tǒng)計(jì)量，哪些不是統(tǒng)計(jì)量，為什么？44、設(shè)總體X服從參數(shù)為（N,p）的二項(xiàng)分布，其中N,p）為未知參數(shù)，X1X2,L,Xn為來(lái)自總體X的一個(gè)樣本，求（N,p）的矩法估計(jì)。TOC\o"1-5"\h\z\o"CurrentDocument"45、設(shè)X,X,L,X是取自正態(tài)總體NQ,o2）的一個(gè)樣本，試問(wèn)S2=-L-X（X—X）12n n-1 ii=1是。2的相合估計(jì)嗎？\o"CurrentDocument"/ 士e-xAx>0/八 _____ _46、設(shè)連續(xù)型總體X的概率密度為p（x,0）=We,x0（A>0）, X,X,L,X來(lái)自\o"CurrentDocument"1 2 n[0,x<0總體X的一個(gè)樣本，求未知參數(shù)。的極大似然估計(jì)量。,并討論5的無(wú)偏性。47、隨機(jī)地從一批釘子中抽取16枚,測(cè)得其長(zhǎng)度（以厘米計(jì)）為2.142.102.132.152.132.122.132.102.152.122.142.102.132.112.142.11設(shè)釘長(zhǎng)服從正態(tài)分布。若已知。=0.01（厘米），試求總體均值n的0.9的置信區(qū)間。（u0.95=L65）48、甲、乙兩臺(tái)機(jī)床分別加工某種軸，軸的直徑分別服從正態(tài)分布N（5，°12）與N（七,°Ji為比較兩臺(tái)機(jī)床的加工精度有無(wú)顯著差異。從各自加工的軸中分別抽取若干根軸測(cè)其直徑,結(jié)果如下：總體樣本容量直徑J機(jī)床甲）X820.519.819.720.420.120.019.019.9Y（機(jī)床乙）720.719.819.520.820.419.620.2試問(wèn)在a=0.05水平上可否認(rèn)為兩臺(tái)機(jī)床加工精度一致？（F0.975（6,7）=5.12,F0.975（7,6）=5.70.）49、為了檢驗(yàn)?zāi)乘幬锸欠駮?huì)改變?nèi)说难獕?挑選10名試驗(yàn)者,測(cè)量他們服藥前后的血壓,如下表所列：編號(hào)12345678910服藥前血壓134122132130128140118127125142服藥后血壓140130135126134138124126132144

假設(shè)服藥后與服藥前血壓差值服從正態(tài)分布，取檢驗(yàn)水平為0.05，從這些資料中是否能得出該藥物會(huì)改變血壓的結(jié)論？50、為了研究患慢性支氣管炎與吸煙量的關(guān)系，調(diào)查了272個(gè)人，結(jié)果如下表：吸煙量（支/日）求和0—910—1920—中4/,患者數(shù)229825145非患者數(shù)228916127求和4418741272試問(wèn)患慢性支氣管炎是否與吸煙量相互獨(dú)立（顯著水死=0.05）?51、設(shè)某商店100天銷(xiāo)售電視機(jī)的情況有如下統(tǒng)計(jì)資料：日售出臺(tái)數(shù)234 5 6合計(jì)天數(shù)2030102515100求樣本容量n，樣本均值和樣本方差。52、設(shè)總體服從泊松分布P（人），X1,L,X”是一樣本：（1）寫(xiě)出X1,L,X”的概率分布； ”（2）計(jì)算EX,DX和ES2；”6，4，8）試計(jì)算樣本(P寸X2>4(i、i=1（3）設(shè)總體容量為106，4，8）試計(jì)算樣本(P寸X2>4(i、i=153、設(shè)X1,L,X7為總體X服從N（0,0.2的一個(gè)樣本，（X2（7）=16.0128）0.97554、設(shè)總體X具有分布律X123Pk28(1—0)(1—0)2其中e(0<e<1)為未知參數(shù)。已知取得了樣本值％1=1,x2=2,%3=1,試求e的最大似然估計(jì)值。55、求均勻分布U[01,02]中參數(shù)4,92的極大似然估計(jì).56、為比較兩個(gè)學(xué)校同一年級(jí)學(xué)生數(shù)學(xué)課程的成績(jī)，隨機(jī)地抽取學(xué)校A的9個(gè)學(xué)生，得分?jǐn)?shù)的平均值為M=81.31,方差為s；=60.76；隨機(jī)地抽取學(xué)校B的15個(gè)學(xué)生，得分?jǐn)?shù)的平均值為％=78.61,方差為s2=48.24。設(shè)樣本均來(lái)自正態(tài)總體且方差相等，參數(shù)均BB未知，兩樣本獨(dú)立。求均值差巴-^b的置信水平為0.95的置信區(qū)間。(/0975(22)=7.266)57、設(shè)A,B二化驗(yàn)員獨(dú)立地對(duì)某種聚合物的含氯量用相同的方法各作了10次測(cè)定，其測(cè)量值的修正方差分別為s2=0.5419,s2=0.6065，設(shè)。2和。2分別為所測(cè)量的數(shù)據(jù)總體(設(shè)； B ；B為正態(tài)總體)的方差，求方差比o2/o2的0.95的置信區(qū)間。；B58、某種標(biāo)準(zhǔn)類(lèi)型電池的容量(以安-時(shí)計(jì))的標(biāo)準(zhǔn)差。=1.66,隨機(jī)地取10只新類(lèi)型的電池測(cè)得它們的容量如下146,141,135,142,140,143,138,137,142,136設(shè)樣本來(lái)自正態(tài)總體N(也02),R,o2均未知，問(wèn)標(biāo)準(zhǔn)差是否有變動(dòng)，即需檢驗(yàn)假設(shè)(取a=0.05)：H0:o2=1.662,H1:o2豐1.662。59、某地調(diào)查了3000名失業(yè)人員,按性別文化程度分類(lèi)如下：文化程度性別大專(zhuān)以上中專(zhuān)技校高中初中及以下合計(jì)男4013862010431841女20724426251159合計(jì)60210106216683000試在a=0.05水平上檢驗(yàn)失業(yè)人員的性別與文化程度是否有關(guān)。(X2(3)=7.815)0.9560、設(shè)總體X具有貝努里分布b(1,p),p￡e=(0,1),X1,L,Xn是一樣本，試求p的無(wú)偏估計(jì)的方差下界。1、(D)；2、 (C)；3、(C)；4、(；)；5、(B)；6、(C);7、(C)；8、(B)；9、(D)；10(C)；11、(A)；12、(D)；13、(B)；14、(A)；15、(D)., _ (n—1)$2 -16、九/n,17、1,18、1.71,19、 ，X2,n—1,20、2/5,21、獨(dú)立性，代表性;o20

22、1/2；23、2X-1；2422、1/2；23、2X-1；24、<y(n-np)2￡ i i 八npi>X2(n-1-1)[；25、1/3；26、(4.412,5.588)；1-a27、百=(XXAXY028、31、n,2n;32、X2)“Jnjj

j=11￡=—"nnjj=1(x-x)2；30、fI-Lvn刀(n-1)S2X；34、大樣本檢驗(yàn)與小樣本檢驗(yàn)；35、X2= ；(n) O203 —八n36、方差分析法;37、8；38、0=2X；39、-X；40、P= ；41、(-0.2535,1.2535)；2 1lnXii=1；33、42、(4.412,5.588).12是未知參數(shù)。43、解：X+X,max{X,,1<i<5),(X-X)都是統(tǒng)計(jì)量，X+2p不是統(tǒng)計(jì)量，因12是未知參數(shù)。44、解：因?yàn)镋X=Np,EX2=DX+(EX)2=Np(1-p)+(Np)2，只需以X,1￡ni=1別代EX,EX2解方程組得N=45、解：由于45、解：由于包人服從自由度為n-1的X2-分布o(jì)4 2o4ES2=o2,DS2=7 r-義2(n—1)=7 ,(n-1)2 (n-1)從而根據(jù)車(chē)貝曉夫不等式有0<P從而根據(jù)車(chē)貝曉夫不等式有0<P(S2-O2>￡)<DS22o4(n-1)￡2一^0，所以S2=L￡(x X)是。2n-1ii=1的相合估計(jì)。46、解：似然函數(shù)為L(zhǎng)(0)=FI\e-X0L(0)=FI\e-X0i=1dlnL(0)

d0Inlxi-4=1——

0n￡x2

i￡x,2 〃 ￡x.2e-4,lnL(0)=-nln0+lnInlxi-i=2°^i=1dlnL(0)d0￡X2

i

=0，得0=i=2n .由于￡￡EX2iE0=-i=4 2nx2xe-20dx條e-20端=0r(2)=0，因此0的極大似然估計(jì)量d是0的無(wú)偏估計(jì)量。147、解：。2=0.012,x= (2.14+2.10+L+2.11)=2.125，置信度0.9,即a=0.1,16

查正態(tài)分布數(shù)值表，知①(1.65)=①(u )=0.95，即查正態(tài)分布數(shù)值表，知①(1.65)=①(u )=0.95，即P(|U\<1.65)=1-a=0.90,從1-a/2=u=1.650.95—―u =—^=xL65=0.004，所以總體均值r的0.9的置信nn1-a/2 <16區(qū)間為o,x+—u

1-a/2 n 1-a/248、解：首先建立假設(shè):在n=8，m=7,a=0.05時(shí)，F(xiàn)0.025(7,6)=二[2.125-0.004,2.125+0.0041=(2.121,2.1291.H:O2=o2,H:O2WO2=0.195,F0975(7,6)=5.70.故拒絕域?yàn)椋鸉<0.195,orF>5.7。｝,現(xiàn)由樣本求得s2=0.2164,s2=0.2729,從而F=0.793,未落入拒絕域，因而在a=0.05水平上可認(rèn)為兩臺(tái)機(jī)床加工精度一致。49、解：以X記服藥后與服藥前血壓的差值，則X服從N1艮02待檢驗(yàn)的假設(shè)為H:旦=0,H:"0其中旦待檢驗(yàn)的假設(shè)為H:旦=0,H:"0其中旦,O2均未知，這-172這是一個(gè)方差未知時(shí)，對(duì)正態(tài)總體的均值作檢驗(yàn)的問(wèn)題，因此用t檢驗(yàn)法當(dāng)Xf

S/nnQ n一1）時(shí)，接受原假設(shè)，反之，拒絕原假設(shè)。依次計(jì)算有元=—(6+8+L+7+2)=3.110|3.1-0|/ ? =2.3228，<17.6556/10,S元=—(6+8+L+7+2)=3.110|3.1-0|/ ? =2.3228，<17.6556/10由于t1a/2（n-1）=10975（9）=2.2622，t的觀察值的絕對(duì)值\t\=2.3228>2.2622.所以拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為服藥前后人的血壓有顯著變化。50、解：令X=1表示被調(diào)查者患慢性氣管炎，X=2表示被調(diào)查者不患慢性氣管炎，Y表示被調(diào)查者每日的吸煙支數(shù)。原假設(shè)H0：X與Y相互獨(dú)立。根據(jù)所給數(shù)據(jù)，有入3 (n -n.入3 (n -n.n/n)X2=nX^iji. .j ，=1尸1 n/n[22-筌J44x145—[22-江]( 272)44X127—272[89-口至]( 272)+ 187X127—272272[16-任]( 272)+ 41x127—272187x145272=1.223,[25-江]( 272)41x145—272對(duì)于a=0.05,由自由度01）（s-1）=（2-1）（3-1）=2,查X2-分布表*5為X2=1.223<5.991,所以接受H0，即認(rèn)為患慢性氣管炎與吸煙量無(wú)關(guān)。51、解：樣本容量為n=100樣本均值，樣本方差，樣本修正方差分別為x=—(2x20+3x30+L+6x15)=3.85,100S2=-L-(22x20+32x30+L+62x15)—3.852=1.9275,n100100 100?s2= s2= x1.9275=1.946969L.99n9952、解(1)因?yàn)镻(X=x)=±e-X,x=0,1,2,L,九,0,所以X,L,X的概率分布為iix! 1 1nFL」i=1e-nX,x=0,1,2,L.P(X=x,i=1,2,L,n)=MFL」i=1e-nX,x=0,1,2,L.i=1 i=1iDXX一(2)因?yàn)镋X=DX=X，所以EX=EX=X,DX= =—,ES2nnn(3)I=1(3)I=12

n1=1——=4,s2=—乙x2—x2=—乙x2—42=3.6,s210nni10ii=1 i=1將樣本觀察值依照從小到大的順序排列即得順序統(tǒng)計(jì)量x（1）,L,x（10）的觀察值如下：（1，2,3，3，4，4，4，5，6，8）。Zi=1X-0Yi0.5)53、解：因每個(gè)X與總體X有相同分布，故4—0=2X服從NZi=1X-0Yi0.5)=4ZX2服從自由度n=7的X2-分布。因?yàn)閕4ZX2>4ZX2>16]=1-PJ')I=12(7)=16.0128,0.9754ZX2<16，查表可知xI.1i)i=1[V八 ZX2>4=0.025.Ji)i=154、解：似然函數(shù)L出)=131P{Xj=xi}=P{X1=1}P{X2=2}P{X3=1}i=1=e2.%(1-e).e2=25(1-e)

dInL(e) 5 1求導(dǎo)InL(6)=ln2+5lndInL(e) 5 1求導(dǎo)de5得到唯一解為e=(55、解：先寫(xiě)出似然函數(shù)L55、解：先寫(xiě)出似然函數(shù)L(e1,e2)Tn,若0]<X(1)<X()<020,其他1似然函數(shù)不連續(xù)，不能用似然方程求解的方法，只有回到極大似然估計(jì)的原始定義，由似然函數(shù)，注意到最大值只能發(fā)生在時(shí)；而欲L(X；01,0時(shí)；而欲L(X；01,02)最大只有使e-0最小，即使?fàn)t盡可能小，e盡可能大，只能取0八=X1 (1)56、解:根據(jù)兩個(gè)正態(tài)總體均值差的區(qū)間估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)結(jié)論，均值差56、解:根據(jù)兩個(gè)正態(tài)總體均值差的區(qū)間估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)結(jié)論，均值差巴一0.95的置信區(qū)間為H~~T/I?—+—t(nH~~T/I?—+—t(n+n—2)n0,975

2r2.7土sw\i1 1V9+15,0.975(22),r