統(tǒng)計(jì)學(xué)導(dǎo)論習(xí)題參考答案

部分習(xí)題參照解答第一章一、判斷題1.答：錯(cuò)。記錄學(xué)和數(shù)學(xué)具有不一樣的性質(zhì)特點(diǎn)。數(shù)學(xué)撇開詳細(xì)的對(duì)象，以最一般的形式研究數(shù)量的聯(lián)絡(luò)和空間形式；而記錄學(xué)的數(shù)據(jù)則總是與客觀的對(duì)象聯(lián)絡(luò)在一起。尤其是記錄學(xué)中的應(yīng)用記錄學(xué)與各不一樣領(lǐng)域的實(shí)質(zhì)性學(xué)科有著非常親密的聯(lián)絡(luò)，是有詳細(xì)對(duì)象的措施論。3.答：錯(cuò)。實(shí)質(zhì)性科學(xué)研究該領(lǐng)域現(xiàn)象的本質(zhì)關(guān)系和變化規(guī)律；而記錄學(xué)則是為研究認(rèn)識(shí)這些關(guān)系和規(guī)律提供合適的措施，尤其是數(shù)量分析的措施。5.答：錯(cuò)。描述記錄不僅僅使用文字和圖表來(lái)描述，更重要的是要運(yùn)用有關(guān)記錄指標(biāo)反應(yīng)客觀事物的數(shù)量特性。7.答：錯(cuò)。不少社會(huì)經(jīng)濟(jì)的記錄問題屬于無(wú)限總體。例如要研究消費(fèi)者的消費(fèi)傾向，消費(fèi)者不僅包括目前的消費(fèi)者并且還包括未來(lái)的消費(fèi)者，因而實(shí)際上是一種無(wú)限總體。二、單項(xiàng)選擇題1.A；3.A。三、分析問答題1.答：定類尺度的數(shù)學(xué)特性是“=”或“”，因此只可用來(lái)分類，民族可以辨別為漢、藏、回等，但沒有次序和優(yōu)劣之分，因此是定類尺度數(shù)據(jù)。；定序尺度的數(shù)學(xué)特性是“>”或“<”，因此它不僅可以分類，還可以反應(yīng)各類的優(yōu)劣和次序，教育程度可劃分為大學(xué)、中學(xué)和小學(xué)，屬于定序尺度數(shù)據(jù)；定距尺度的重要數(shù)學(xué)特性是“+”或“-”，它不僅可以排序，還可以用確切的數(shù)值反應(yīng)現(xiàn)象在兩方面的差異，人口數(shù)、信教人數(shù)、進(jìn)出口總額都是定距尺度數(shù)據(jù)；定比尺度的重要數(shù)學(xué)特性是“”或“”，它一般都是相對(duì)數(shù)或平均數(shù)，因此經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是定比尺度數(shù)據(jù)。3.答：如考察全國(guó)居民人均住房狀況，全國(guó)所有居民構(gòu)成記錄總體，每一戶居民是總體單位，抽查其中5000戶，這被調(diào)查的5000戶居民構(gòu)成樣本。第二章一、單項(xiàng)選擇題1.C；3.A。二、多選題1.A.B.C.D；3.A.B.C．三、簡(jiǎn)答題1.答：這種說(shuō)法不對(duì)。從理論上分析，記錄上的誤差可分為登記性誤差、代表性誤差和推算誤差。無(wú)論是全面調(diào)查還是抽樣調(diào)查都會(huì)存在登記誤差。而代表性誤差和推算誤差則是抽樣調(diào)查所固有的。這樣從表面來(lái)看，似乎全面調(diào)查的精確性一定會(huì)高于記錄估算。不過，在全面調(diào)查的登記誤差尤其是其中的系統(tǒng)誤差相稱大，而抽樣調(diào)查實(shí)現(xiàn)了科學(xué)化和規(guī)范化的場(chǎng)所，后者的誤差也有也許不不小于前者。我國(guó)農(nóng)產(chǎn)量調(diào)查中，運(yùn)用抽樣調(diào)查資料估算的糧食產(chǎn)量數(shù)字的可信程度不小于全面報(bào)表的可信程度，就是一種很有說(shuō)服力的事例。3.答：這種分組措施不合適。記錄分組應(yīng)當(dāng)遵照“互斥性原則”，本題所示的分組方式違反了“互斥性原則”，例如，一觀眾是少女，若按以上分組，她既可被分在女組，又可被分在少組。四、計(jì)算題解（1）次（頻）數(shù)分布和頻率分布數(shù)列。居民戶月消費(fèi)品支出額（元）次（頻）數(shù)頻率（%）800如下800~850850~900900~950950~10001000~10501050~11001100以上141218841228243616824合計(jì)50100.00（3）繪制直方圖、折線圖、曲線圖和向上、向下合計(jì)圖。重要操作環(huán)節(jié)：①次數(shù)和頻率分布數(shù)列輸入到Excel。②選定分布數(shù)列所在區(qū)域，并進(jìn)入圖表向?qū)?，在向?qū)У?步中選定“簇狀柱形圖”類型，單擊“完畢”，即可繪制出次數(shù)和頻率的柱形圖。③將頻率柱形圖繪制在次坐標(biāo)軸上，并將其改成折線圖。重要操作環(huán)節(jié)：在“直方圖和折線圖”基礎(chǔ)上，將頻率折線圖改為“平滑線散點(diǎn)圖”即可。重要操作環(huán)節(jié)：①將下表數(shù)據(jù)輸入到Excel。組限向上合計(jì)向下合計(jì)750050800149850545900173395035151000437105047311004821150500②選定所輸入的數(shù)據(jù)，并進(jìn)入圖表向?qū)?，在向?qū)У?步中選定“無(wú)數(shù)據(jù)點(diǎn)平滑線散點(diǎn)圖”類型，單擊“完畢”，即可繪制出合計(jì)曲線圖。第三章單項(xiàng)選擇題1.D；3.B；5.A。二、判斷分析題1.答：均值。呈右偏分布。由于存在極大值，使均值高于中位數(shù)和眾數(shù)，而只有較少的數(shù)據(jù)高于均值。3.答：峰度系數(shù)，屬于尖頂分布。5.答：為了理解房屋價(jià)格變化的走勢(shì)，宜選擇住房?jī)r(jià)格的中位數(shù)來(lái)觀測(cè)，由于均值受極端值影響；假如為了確定交易稅率，估計(jì)對(duì)應(yīng)稅收總額，應(yīng)運(yùn)用均值，由于均值才能推算總體有關(guān)的總量。三、計(jì)算題1.解：基期總平均成本＝＝660匯報(bào)期總平均成本＝＝640總平均成本下降的原因是該企業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)構(gòu)造發(fā)生了變化，即成本較低的甲企業(yè)產(chǎn)量占比上升而成本較高的乙企業(yè)產(chǎn)量占比對(duì)應(yīng)下降所致。3.解：根據(jù)總體方差的計(jì)算公式可得：；所有學(xué)生成績(jī)的方差=2.745總體方差（208.2199）＝組內(nèi)方差平均數(shù)（205.4749）+組間方差（2.745）5.解：7.解：用1代表“是”(即具有某種特性)，0代表“非”（即不具有某種特性）。設(shè)總次數(shù)為N，1出現(xiàn)次數(shù)為N1，頻率（N1/N）記為P。由加權(quán)公式來(lái)不難得出：是非變量的均值=P；方差=P(1-P)；原則差=。第四章判斷分析題1.答：（1）；（2）；（3）；（4）；（5）；（6）；（7）3.答：表達(dá)沒有次品；表達(dá)次品不超過一件。二、計(jì)算題1.解：設(shè)A、B、C分別表達(dá)炸彈炸中第一軍火庫(kù)、第二軍火庫(kù)、第三軍火庫(kù)這三個(gè)事件。于是，P（A）=0.025P（B）=0.1P（C）=0.1又以D表達(dá)軍火庫(kù)爆炸這一事件，則有，D=A+B+C其中A、B、C是互不相容事件（一種炸彈不會(huì)同步炸中兩個(gè)或兩個(gè)以上軍火庫(kù)）∴P（D）=P（A）+P（B）+P（C）=0.025+0.1+0.1=0.2253.解：設(shè)A表達(dá)這種動(dòng)物活到20歲、B表達(dá)這種動(dòng)物活到25歲。∵BA∴B=AB∴P（B|A）====0.55.解：設(shè)B1={第一臺(tái)車床的產(chǎn)品}；B2={第二臺(tái)車床的產(chǎn)品}；A={合格品}。則P（B1）=P（B2）=P（A|B1）=1-0.03=0.97P（A|B2）=1-0.02=0.98由全概率公式得：P（A）=P（B1）*P（A|B1）+P（B2）*P（A|B2）=*0.97+*0.98=0.9737.解：設(shè)B1={第一臺(tái)車床的產(chǎn)品}；B2={第二臺(tái)車床的產(chǎn)品}；A={廢品}。則P（B1）=P（B2）=P（A|B1）=0.03P（A|B2）=0.02P（B2|A）====0.259.解：（1）一次投籃投中次數(shù)的概率分布表X=xi01P（X=xi）0.70.3（2）反復(fù)投籃5次，投中次數(shù)的概率分布表X=xi012345P（X=xi）0.168070.360150.308700.132300.028350.0024311.解：P（1400<X<1600）=Φ（）-Φ（）=Φ（-0.4255）-Φ（-1.1348）=0.2044P（1600<X<1800）=Φ（）-Φ（）=Φ（0.2837）-Φ（-0.4255）=0.2767P（<X）=Φ（∞）-Φ（）=Φ（∞）-Φ（0.9929）=0.161113.解：當(dāng)f1=4、f2=5時(shí)P（X>11）=0.01；當(dāng)f1=5、f2=6時(shí)P（X<5）=1-0.05=0.9515.解：X=xi23456789101112P（X=xi）E（X）==2*+3*+4*+5*+6*+7*+8*+9*+10*+11*+12*==7V（X）==*+*+*+*+*+*+*+*+*+*+*==5.83317.解：+=0.0769+0.2025=0.2794三、證明題1.證：因于是3.證：第五章單項(xiàng)選擇題（1）BC；（3）A；（5）AC。二、計(jì)算題1.解：樣本平均數(shù)=425==2.1448===2.1448×2.1916=4.7005所求μ的置信區(qū)間為：425-4.7005<μ<425+4.7005，即（420.2995，429.7005）。3.解：n=600,p=0.1，nP=60≥5，可以認(rèn)為n充足大，α=0.05，。因此，一次投擲中發(fā)生1點(diǎn)的概率的置信區(qū)間為0.1-0.0122<<0.1+0.0122，即（0.0878，0.1122）。5.解：根據(jù)已知條件可以計(jì)算得：估計(jì)量=*14820=494（分鐘）估計(jì)量的估計(jì)方差=**=1743.1653其中==7.解：，，置信度為0.95的置信區(qū)間為：=9.解：應(yīng)抽取242戶進(jìn)行調(diào)查。第六章單項(xiàng)選擇題1．B；3.A；5.A。二、問答題1.答：雙側(cè)檢查；檢查記錄量的樣本值2.22；觀測(cè)到的明顯性水平0.0132；明顯性水平為0.05時(shí)，，拒絕原假設(shè)；明顯性水平為0.01時(shí)，，不能拒絕原假設(shè)。3.答：（1）拒絕域；（2）樣本均值為23，24，25.5時(shí)，犯第一類錯(cuò)誤的概率都是0.01。三、計(jì)算題1.解：（1）提出假設(shè)：H0：μ=5H1：μ5（2）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值在H0：μ=5成立條件下：Z===-2.3570（3）確定臨界值和拒絕域Z0.025=1.96∴拒絕域?yàn)椋?）做出檢查決策∵=2.3570>Z0.025=1.96檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在拒絕域?！嗑芙^原假設(shè)H0，接受H1假設(shè)，認(rèn)為生產(chǎn)控制水平不正常。3.解：α=0.05時(shí)（1）提出假設(shè)：H0：μ=60H1：μ60（2）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值在H0：μ=60成立條件下：Z===2.222（3）確定臨界值和拒絕域Z0.025=1.96∴拒絕域?yàn)椋?）做出檢查決策∵Z=2.222>Z0.025=1.96檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在拒絕域。∴拒絕原假設(shè)H0，接受H1假設(shè)，認(rèn)為該縣六年級(jí)男生體重的數(shù)學(xué)期望不等于60公斤。α=0.01時(shí)（1）提出假設(shè)：H0：μ=60H1：μ60（2）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值在H0：μ=60成立條件下：Z===2.222（3）確定臨界值和拒絕域Z0.005=2.575∴拒絕域?yàn)椋?）做出檢查決策∵Z=2.222<Z0.005=2.575檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在接受域?！嗖荒芫芙^H0，即沒有明顯證據(jù)表明該縣六年級(jí)男生體重的數(shù)學(xué)期望不等于60公斤。5.解：（1）提出假設(shè)：H0：=11%H1：11%（2）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值在H0：=11%成立條件下：樣本比例=%Z===2.68（3）確定臨界值和拒絕域Z0.025=1.96∴拒絕域?yàn)椋?）做出檢查決策∵Z=2.68>Z0.025=1.96檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在拒絕域?！嗑芙^原假設(shè)H0，接受H1假設(shè)，即可以推翻所作的猜測(cè)。7.解：（1）提出假設(shè)：H0：μ1=μ2H1：μ1μ2（2）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值在H0成立條件下：Z===2.209（3）確定臨界值和拒絕域Z0.025=1.96∴拒絕域?yàn)椋?）做出檢查決策∵Z=2.209>Z0.025=1.96檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在拒絕域?！嗑芙^原假設(shè)H0，接受H1假設(shè)，即兩地的教育水平有差異。9.解：（1）提出假設(shè)：H0：1=2H1：12（2）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值在H0成立條件下：p=（n1p1+n2p2）/（n1+n2）=（400*0.1+600*0.05）/（400+600）=0.07Z===-3.036（3）確定臨界值和拒絕域Z0.05=1.645∴拒絕域?yàn)椋?）做出檢查決策∵=3.036>Z0.05=1.645檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在拒絕域?！嗑芙^原假設(shè)H0，接受H1假設(shè)，即甲乙兩地居民對(duì)該電視節(jié)目的偏好有差異。11.解：（一）（1）提出假設(shè)：H0：μ1=μ2H1：μ1μ2（2）計(jì)算離差平方和性別i成績(jī)j男410430380490498430390470420540300280410540560524520450390300460450320340女450490350530310290405400520400580550570540310530540370320480410560320m=2n1=26n2=24n=50=11122=10725=21847=4930980=5008425=9939405組間變差SSR=-n=26*+24*-50*=9550383.76-9545828.18=4555.58組內(nèi)變差SSE=-=993.76=389021.24（3）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值F===0.5621（4）確定臨界值和拒絕域F0.05（1,48）=4.048∴拒絕域?yàn)椋海?）做出檢查決策臨界值規(guī)則:∵F=0.5621<F0.05（1,48）=4.048檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在接受域?！嗖荒芫芙^H0，即沒有明顯證據(jù)表明性別對(duì)成績(jī)有影響。P-值規(guī)則：根據(jù)算得的檢查記錄量的樣本值（F值）算出P-值=0.457075。由于P-值=0.457075>明顯水平原則，因此不能拒絕，即沒有得到足以表明性別對(duì)成績(jī)有影響的明顯證據(jù)。（二）（1）提出假設(shè)：H0：μ1=μ2=μ3=μ4H1：μ1、μ2、μ3、μ4不全相等（2）計(jì)算離差平方和m=4n1=11n2=15n3=12n4=12n=50=5492=6730=5070=4555=21847=2763280=3098100=2237900=1840125=9939405組間變差SSR=-n=11*+15*+12*+12*-50*=9632609..18=86781.388組內(nèi)變差SSE=-=993.568=306795.432（3）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值F===4.3372（4）確定臨界值和拒絕域F0.05（3,46）=2.816∴拒絕域?yàn)椋海?）做出檢查決策臨界值規(guī)則:∵F=4.3372>F0.05（3,46）=2.816檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在拒絕域?！嗑芙^原假設(shè)H0，接受H1假設(shè)，即父母文化程度對(duì)孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)有影響。P-值規(guī)則：根據(jù)算得的檢查記錄量的樣本值（F值）算出P-值=0.008973。由于P-值=0.008973<明顯水平原則，因此拒絕，接受H1，即得到足以表明父母文化程度對(duì)孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)有影響的明顯證據(jù)。第七章一、選擇題1.B、C、D；3.A、B、D二、判斷分析題1．錯(cuò)。應(yīng)是有關(guān)關(guān)系。單位成本與產(chǎn)量間不存在確定的數(shù)值對(duì)應(yīng)關(guān)系。3．對(duì)。因果關(guān)系的判斷尚有賴于實(shí)質(zhì)性科學(xué)的理論分析。5．對(duì)?？傮w回歸函數(shù)中的回歸系數(shù)是有待估計(jì)的參數(shù)，因而是常數(shù)，樣本回歸函數(shù)中的回歸系數(shù)的估計(jì)量的取值隨抽取的樣本不一樣而變化，因此是隨機(jī)變量。7.錯(cuò)。由于多種原因，偏有關(guān)系數(shù)與單有關(guān)系數(shù)的符號(hào)有不一致的也許。三、證明題1.證明：教材中已經(jīng)證明是現(xiàn)行無(wú)偏估計(jì)量。此處只要證明它在線形無(wú)偏估計(jì)量中具有最小方差。設(shè)為的任意線性無(wú)偏估計(jì)量。也即，作為的任意線性無(wú)偏估計(jì)量，必須滿足下列約束條件：；且又由于，因此：分析此式：由于第二項(xiàng)是常數(shù)，因此只能通過第一項(xiàng)的處理使之最小化。明顯，只有當(dāng)時(shí)，才可以取最小值，即：因此，是原則一元線性回歸模型中總體回歸系數(shù)的最優(yōu)線性無(wú)偏估計(jì)量。四、計(jì)算題1.解：（1）（2）（3）t值遠(yuǎn)不小于臨界值2.228，故拒絕零假設(shè)，闡明在5％的明顯性水平下通過了明顯性檢查。（4）（萬(wàn)元）即有：3．解：（1）回歸分析的Excel操作環(huán)節(jié)為：環(huán)節(jié)一：首先對(duì)原先Excel數(shù)據(jù)表作合適修改，添加“滯后一期的消費(fèi)”數(shù)據(jù)到表中。環(huán)節(jié)二：進(jìn)行回歸分析選擇“工具”→“數(shù)據(jù)分析”→“回歸”，在該窗口中選定自變量和因變量的數(shù)據(jù)區(qū)域，最終點(diǎn)擊“確定”完畢操作：得到回歸方程為：（2）從回歸分析的成果可知：隨機(jī)誤差項(xiàng)的原則差估計(jì)值：S＝442.2165修正自由度的決定系數(shù)：AdjustedRSquares＝0.9994各回歸系數(shù)的t記錄量為：；；F記錄量為16484.6，遠(yuǎn)遠(yuǎn)不小于臨界值3.52，闡明整個(gè)方程非常明顯。（3）預(yù)測(cè)使用Excel進(jìn)行區(qū)間估計(jì)環(huán)節(jié)如下：環(huán)節(jié)一：構(gòu)造工作表環(huán)節(jié)二：為以便后續(xù)環(huán)節(jié)書寫公式，定義某些單元格區(qū)域的名稱環(huán)節(jié)三：計(jì)算點(diǎn)預(yù)測(cè)值環(huán)節(jié)四：計(jì)算t臨界值環(huán)節(jié)五：計(jì)算預(yù)測(cè)估計(jì)誤差的估計(jì)值環(huán)節(jié)六：計(jì)算置信區(qū)間上下限最終得出的區(qū)間預(yù)測(cè)成果：第八章一、計(jì)算題1.解：（1）提出假設(shè)：H0：H1：（2）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值Z=（3）確定臨界值和拒絕域Z0.005=2.575∴拒絕域?yàn)椋?）做出檢查決策∵=0.57735<Z0.025=2.575檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在接受域?！嗖荒芫芙^原假設(shè)H0，可以認(rèn)為各案賠償數(shù)量的總體中位數(shù)是7.5。3.解：提出假設(shè)：H0：廣告前后銷售量沒有變化H1：廣告前后銷售量有變化符號(hào)及秩次確實(shí)定見表。檢查記錄量R=21.5。當(dāng)α=0.05，n=9時(shí)，查表得，R=21.5>5，因此不能拒絕原假設(shè)H0，闡明廣告宣傳沒有擴(kuò)大銷售量。地區(qū)編號(hào)廣告前銷售量廣告后銷售量的秩次正秩負(fù)秩123456789102216153218101525171930191328171017281614+8+3-2-4-10+2+3-1-595.53.571.53.55.51.5895.53.55.53.571.51.58合計(jì)————23.521.55.解：H0：兩班的組裝效率無(wú)差異H1：兩班的組裝效率有差異將兩個(gè)樣本的19個(gè)觀測(cè)值合并按遞增次序排列（早班的觀測(cè)值及其秩用黑體），然后賦秩，見表。次序號(hào)12345678910觀測(cè)值28333439404041414242秩12345.55.57.57.59.59.5次序號(hào)111213141516171819觀測(cè)值434445464647484952秩11121314.514.516171819由表可知，。對(duì)于，由附表知。由于介于69和111之間，可見兩班的組裝效率無(wú)差異。7.解：（1）提出假設(shè)：H0：新生男嬰體重服從正態(tài)分布H1：新生男嬰體重不服從正態(tài)分布（2）計(jì)算樣本均值與樣本原則差==*158160=3163.2（克）S==465.52（克）（3）列表組號(hào)體重分組實(shí)際頻數(shù)（人數(shù)）Vi原則化組限Z=概率理論頻數(shù)Ei=n·1234567–∞～24502450～27002700～29502950～32003200～34503450～37003700～+∞257121086–∞～-1.53-1.53～-0.995-0.995～-0.46-0.46～0.080.08～0.620.62～1.151.15～+∞0.06300.09570.16410.20910.0.14250.12513.154.7858.20510.45510.0257.1256.2550.41980.00970.17700.22830.00010.10750.0104合計(jì)——n=50——1.0000500.9528（4）構(gòu)造檢查記錄量并計(jì)算樣本觀測(cè)值==0.9528（5）確定臨界值和拒絕域自由度7-2-1=4,（4）=9.488拒絕域?yàn)椋海?）做出檢查決策∵=0.9528<（4）=9.488檢查記錄量的樣本觀測(cè)值落在接受域?！嗖荒芫芙^H0，即沒有明顯證據(jù)表明新生男嬰體重不服從正態(tài)分布。二、證明題：1．證：一般的樣本有關(guān)系數(shù)的公式是若改為等級(jí)變量值，改為等級(jí)變量值，則等級(jí)有關(guān)系數(shù)為（1）其中，和（i=1，2，…，n）均不重不漏地取1，2，…，n等n個(gè)數(shù)值。因此把這兩個(gè)成果代入式（1）得到（2）記，則從而得到將其代入式（2）得到=證畢。第九章一、選擇題1.C3.B5.C二、判斷分析題1.對(duì)的；3.對(duì)的。5.錯(cuò)誤。前的平均增長(zhǎng)速度為7.177%，后4年的平均增長(zhǎng)速度為8.775%。這間總的增長(zhǎng)速度為180%(即比1990年增長(zhǎng)180%)。三、計(jì)算題1.解：第一季度的月平均商品流轉(zhuǎn)次數(shù)為：第一季度的平均商品流通費(fèi)用率為：3.解：平均增長(zhǎng)速度=，增長(zhǎng)最快的是頭兩年。第一年次年第三年第四年第五年環(huán)比增長(zhǎng)速度（%）77.486.66.16.9定基增長(zhǎng)速度（%）71522.5930395.解：兩種措施計(jì)算的各月季節(jié)指數(shù)(%)如下：月份123456789101112同期平均法49.9455.01123.0592.4981.61137.0265.2872.22188.57138.1199.4197.29趨勢(shì)剔除法52.5957.93125.1494.3783.17137.3761.7766.74189.39142.2493.9895.307.解：對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額，二次曲線和指數(shù)曲線擬合的趨勢(shì)方程和預(yù)測(cè)值(單位：億元)分別為：，R2=0.9806，預(yù)測(cè)值=56081.60；，R2=0.9664，預(yù)測(cè)值=73287.57。國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額，可用二次曲線和直線來(lái)擬合其長(zhǎng)期趨勢(shì)，趨勢(shì)方程和預(yù)測(cè)值(單位：億元)分別為：，R2=0.9792，預(yù)測(cè)值=23364.57；，R2=0.9638，預(yù)測(cè)值=21259.50。9.解：加權(quán)移動(dòng)平均的預(yù)測(cè)值為：二次指數(shù)平滑預(yù)測(cè)的成果為：一階自回歸模型預(yù)測(cè)的成果為：。第十章一、選擇題1.D；3.A；5.B；7.D；9.C。二、判斷分析題1.實(shí)際收入水平只提高了9.1％(=120%/110%-100%)。3.不對(duì)的。對(duì)于總指數(shù)而言，只有當(dāng)各期指數(shù)的權(quán)數(shù)固定不變時(shí)，定基指數(shù)才等于對(duì)應(yīng)環(huán)比指數(shù)的連乘積。5.同度量原因與指數(shù)化指標(biāo)的乘積是一種同度量、可加總的總量。同度量原因具有權(quán)衡影響輕重的作用，故又稱為權(quán)數(shù)。平均指數(shù)中的權(quán)數(shù)一般是基期和匯報(bào)期總量（總值），或是固定的比重權(quán)數(shù)。7.將各原因合理排序，才便于確定各個(gè)原因固定的時(shí)期；便于指標(biāo)的合并與細(xì)分；也便于大家都按統(tǒng)一的措施進(jìn)行分析，以保證分析成果的規(guī)范性和可比性?！斑B鎖替代法”合用于按“先數(shù)量指標(biāo)、后質(zhì)量指標(biāo)”的原則對(duì)各個(gè)原因進(jìn)行合理排序的狀況。三、計(jì)算題1.解：分別按不一樣公式計(jì)算產(chǎn)量指數(shù)和出廠價(jià)格指數(shù)，計(jì)算成果如下：拉氏指數(shù)帕氏指數(shù)理想指數(shù)馬埃指數(shù)產(chǎn)量指數(shù)113.00%112.37%112.68%112.66%出廠價(jià)格指數(shù)114.00%113.36%113.68%113.66%拉氏指數(shù)較大，帕氏指數(shù)較小，而理想指數(shù)和馬埃指數(shù)都居中且兩者很靠近。3.解：農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格提高使農(nóng)民收入增長(zhǎng)11.46(=317-305.54)萬(wàn)元。5.解：已知各部門生產(chǎn)量增長(zhǎng)率（從而可知類指數(shù)），可采用比重權(quán)數(shù)加權(quán)的算術(shù)平均指數(shù)公式計(jì)算工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)，即：。7.解：先分別計(jì)算出基期總成本（=34）、匯報(bào)期總成本（=362100）和假定的總成本(=360000)?？偝杀局笖?shù)：總成本增長(zhǎng)額：=362100-34=0(元)產(chǎn)量指數(shù)：產(chǎn)量變動(dòng)的影響額：=360000-34=18000(元)單位成本指數(shù)：?jiǎn)挝怀杀镜挠绊戭~：=36=2100(元)三者的相對(duì)數(shù)關(guān)系和絕對(duì)數(shù)關(guān)系分別為：105.88%=105.26%×100.58%，0=18000+2100(元)計(jì)算成果表達(dá)：兩種產(chǎn)品的總成本增長(zhǎng)了5.88%，即增長(zhǎng)了0元。其中，由于產(chǎn)量增長(zhǎng)而使總成本增長(zhǎng)5.26%，即增長(zhǎng)了18000元；由于單位成本提高而使總成本增長(zhǎng)了0.58%，即增長(zhǎng)了2100元。9.解：先計(jì)算出基期總平均價(jià)格=26.2（元），匯報(bào)期總平均價(jià)格=32.7692（元），假定的總平均價(jià)格=28.3846（元）。再計(jì)算對(duì)總平均價(jià)格進(jìn)行原因分析所需的三個(gè)指數(shù)以及這三個(gè)指數(shù)分子分母的絕對(duì)數(shù)差額。詳細(xì)計(jì)算過程和文字闡明此不贅述。三者的相對(duì)數(shù)關(guān)系和絕對(duì)數(shù)關(guān)系分別為：125.07%=115.45%×108.34%，6.5692=4.3846+2.1846(元)。產(chǎn)品質(zhì)量變化體目前產(chǎn)品的等級(jí)構(gòu)造變化方面，因此，根據(jù)構(gòu)造影響指數(shù)可知，質(zhì)量變化使總平均價(jià)格上升8.34％，即提高了2.1846元，按匯報(bào)期銷售量計(jì)算，質(zhì)量變化使總收入增長(zhǎng)了28400(元)，即：2.1846（元）×130（百件）=284(百元)=28400(元)第十一章一、選擇題1．A.B.C.D。3.B.C。二、計(jì)算題1．解：（1）根據(jù)最大的最大收益值準(zhǔn)則，應(yīng)當(dāng)選擇方案一。（2）根據(jù)最大的最小收益值準(zhǔn)則，應(yīng)當(dāng)選擇方案三。（3）在市場(chǎng)需求大的狀況下，采用方案一可獲得最大收益，故有：在市場(chǎng)需求中的狀況下，采用方案二可獲得最大收益，故有：在市場(chǎng)需求小的狀況下，采用方案三可獲得最大收益，故有：根據(jù)懊悔值計(jì)算公式，可以求得其決策問題的懊悔矩陣，如下表：懊悔矩陣表狀態(tài)需求大需求中需求小方案方案一0100140方案二200020方案三4002000根據(jù)最小的最大懊悔值準(zhǔn)則，應(yīng)選擇方案一。（4）由于在所有可選擇的方案中，方案一的期望收益值最大，因此根據(jù)折中原則，應(yīng)當(dāng)選擇方案一（5）由于方案二的期望收益值最大，因此按等也許性準(zhǔn)則，應(yīng)選擇方案二。3．解：設(shè)由于飛機(jī)自身構(gòu)造有缺陷導(dǎo)致的航空事故為,由于其他原因?qū)е碌暮娇帐鹿蕿?，被鑒定屬于構(gòu)造缺陷導(dǎo)致的航空事故為，則根據(jù)已知的條件有：=0.35,=0.65,=0.80,=0.30當(dāng)某次航空事故被判斷為構(gòu)造缺陷引起的事故時(shí)，該事故確實(shí)屬于構(gòu)造缺陷的概率為：=5．解：決策樹圖略。(1)根據(jù)既有信息，生產(chǎn)該品種的期望收益為41.5萬(wàn)元不小于不生產(chǎn)的期望收益，因此可生產(chǎn)。自行調(diào)查得出受歡迎結(jié)論的概率=0.65*0.7+0.35*0.30=0.56，市場(chǎng)歡迎的后驗(yàn)概率=0.65*0.7/0.56=0.8125期望收益值=(77*0.8125-33*0.1875