統(tǒng)計學導論習題參考答案

部分習題參照解答第一章一、判斷題1.答：錯。記錄學和數(shù)學具有不一樣的性質特點。數(shù)學撇開詳細的對象，以最一般的形式研究數(shù)量的聯(lián)絡和空間形式；而記錄學的數(shù)據(jù)則總是與客觀的對象聯(lián)絡在一起。尤其是記錄學中的應用記錄學與各不一樣領域的實質性學科有著非常親密的聯(lián)絡，是有詳細對象的措施論。3.答：錯。實質性科學研究該領域現(xiàn)象的本質關系和變化規(guī)律；而記錄學則是為研究認識這些關系和規(guī)律提供合適的措施，尤其是數(shù)量分析的措施。5.答：錯。描述記錄不僅僅使用文字和圖表來描述，更重要的是要運用有關記錄指標反應客觀事物的數(shù)量特性。7.答：錯。不少社會經濟的記錄問題屬于無限總體。例如要研究消費者的消費傾向，消費者不僅包括目前的消費者并且還包括未來的消費者，因而實際上是一種無限總體。二、單項選擇題1.A；3.A。三、分析問答題1.答：定類尺度的數(shù)學特性是“=”或“”，因此只可用來分類，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)學特性是“>”或“<”，因此它不僅可以分類，還可以反應各類的優(yōu)劣和次序，教育程度可劃分為大學、中學和小學，屬于定序尺度數(shù)據(jù)；定距尺度的重要數(shù)學特性是“+”或“-”，它不僅可以排序，還可以用確切的數(shù)值反應現(xiàn)象在兩方面的差異，人口數(shù)、信教人數(shù)、進出口總額都是定距尺度數(shù)據(jù)；定比尺度的重要數(shù)學特性是“”或“”，它一般都是相對數(shù)或平均數(shù)，因此經濟增長率是定比尺度數(shù)據(jù)。3.答：如考察全國居民人均住房狀況，全國所有居民構成記錄總體，每一戶居民是總體單位，抽查其中5000戶，這被調查的5000戶居民構成樣本。第二章一、單項選擇題1.C；3.A。二、多選題1.A.B.C.D；3.A.B.C．三、簡答題1.答：這種說法不對。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。無論是全面調查還是抽樣調查都會存在登記誤差。而代表性誤差和推算誤差則是抽樣調查所固有的。這樣從表面來看，似乎全面調查的精確性一定會高于記錄估算。不過，在全面調查的登記誤差尤其是其中的系統(tǒng)誤差相稱大，而抽樣調查實現(xiàn)了科學化和規(guī)范化的場所，后者的誤差也有也許不不小于前者。我國農產量調查中，運用抽樣調查資料估算的糧食產量數(shù)字的可信程度不小于全面報表的可信程度，就是一種很有說服力的事例。3.答：這種分組措施不合適。記錄分組應當遵照“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、計算題解（1）次（頻）數(shù)分布和頻率分布數(shù)列。居民戶月消費品支出額（元）次（頻）數(shù)頻率（%）800如下800~850850~900900~950950~10001000~10501050~11001100以上141218841228243616824合計50100.00（3）繪制直方圖、折線圖、曲線圖和向上、向下合計圖。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，并進入圖表向導，在向導第1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”基礎上，將頻率折線圖改為“平滑線散點圖”即可。重要操作環(huán)節(jié)：①將下表數(shù)據(jù)輸入到Excel。組限向上合計向下合計750050800149850545900173395035151000437105047311004821150500②選定所輸入的數(shù)據(jù)，并進入圖表向導，在向導第1步中選定“無數(shù)據(jù)點平滑線散點圖”類型，單擊“完畢”，即可繪制出合計曲線圖。第三章單項選擇題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：為了理解房屋價格變化的走勢，宜選擇住房價格的中位數(shù)來觀測，由于均值受極端值影響；假如為了確定交易稅率，估計對應稅收總額，應運用均值，由于均值才能推算總體有關的總量。三、計算題1.解：基期總平均成本＝＝660匯報期總平均成本＝＝640總平均成本下降的原因是該企業(yè)產品的生產構造發(fā)生了變化，即成本較低的甲企業(yè)產量占比上升而成本較高的乙企業(yè)產量占比對應下降所致。3.解：根據(jù)總體方差的計算公式可得：；所有學生成績的方差=2.745總體方差（208.2199）＝組內方差平均數(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。由加權公式來不難得出：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：表達沒有次品；表達次品不超過一件。二、計算題1.解：設A、B、C分別表達炸彈炸中第一軍火庫、第二軍火庫、第三軍火庫這三個事件。于是，P（A）=0.025P（B）=0.1P（C）=0.1又以D表達軍火庫爆炸這一事件，則有，D=A+B+C其中A、B、C是互不相容事件（一種炸彈不會同步炸中兩個或兩個以上軍火庫）∴P（D）=P（A）+P（B）+P（C）=0.025+0.1+0.1=0.2253.解：設A表達這種動物活到20歲、B表達這種動物活到25歲?！連A∴B=AB∴P（B|A）====0.55.解：設B1={第一臺車床的產品}；B2={第二臺車床的產品}；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B1={第一臺車床的產品}；B2={第二臺車床的產品}；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f1=4、f2=5時P（X>11）=0.01；當f1=5、f2=6時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：第五章單項選擇題（1）BC；（3）A；（5）AC。二、計算題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，可以認為n充足大，α=0.05，。因此，一次投擲中發(fā)生1點的概率的置信區(qū)間為0.1-0.0122<<0.1+0.0122，即（0.0878，0.1122）。5.解：根據(jù)已知條件可以計算得：估計量=*14820=494（分鐘）估計量的估計方差=**=1743.1653其中==7.解：，，置信度為0.95的置信區(qū)間為：=9.解：應抽取242戶進行調查。第六章單項選擇題1．B；3.A；5.A。二、問答題1.答：雙側檢查；檢查記錄量的樣本值2.22；觀測到的明顯性水平0.0132；明顯性水平為0.05時，，拒絕原假設；明顯性水平為0.01時，，不能拒絕原假設。3.答：（1）拒絕域；（2）樣本均值為23，24，25.5時，犯第一類錯誤的概率都是0.01。三、計算題1.解：（1）提出假設：H0：μ=5H1：μ5（2）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值在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∴拒絕域為（4）做出檢查決策∵=2.3570>Z0.025=1.96檢查記錄量的樣本觀測值落在拒絕域?！嗑芙^原假設H0，接受H1假設，認為生產控制水平不正常。3.解：α=0.05時（1）提出假設：H0：μ=60H1：μ60（2）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值在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∴拒絕域為（4）做出檢查決策∵Z=2.222>Z0.025=1.96檢查記錄量的樣本觀測值落在拒絕域。∴拒絕原假設H0，接受H1假設，認為該縣六年級男生體重的數(shù)學期望不等于60公斤。α=0.01時（1）提出假設：H0：μ=60H1：μ60（2）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值在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∴拒絕域為（4）做出檢查決策∵Z=2.222<Z0.005=2.575檢查記錄量的樣本觀測值落在接受域。∴不能拒絕H0，即沒有明顯證據(jù)表明該縣六年級男生體重的數(shù)學期望不等于60公斤。5.解：（1）提出假設：H0：=11%H1：11%（2）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值在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∴拒絕域為（4）做出檢查決策∵Z=2.68>Z0.025=1.96檢查記錄量的樣本觀測值落在拒絕域?！嗑芙^原假設H0，接受H1假設，即可以推翻所作的猜測。7.解：（1）提出假設：H0：μ1=μ2H1：μ1μ2（2）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值在H0成立條件下：Z===2.209（3）確定臨界值和拒絕域Z0.025=1.96∴拒絕域為（4）做出檢查決策∵Z=2.209>Z0.025=1.96檢查記錄量的樣本觀測值落在拒絕域?！嗑芙^原假設H0，接受H1假設，即兩地的教育水平有差異。9.解：（1）提出假設：H0：1=2H1：12（2）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值在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∴拒絕域為（4）做出檢查決策∵=3.036>Z0.05=1.645檢查記錄量的樣本觀測值落在拒絕域?！嗑芙^原假設H0，接受H1假設，即甲乙兩地居民對該電視節(jié)目的偏好有差異。11.解：（一）（1）提出假設：H0：μ1=μ2H1：μ1μ2（2）計算離差平方和性別i成績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組內變差SSE=-=993.76=389021.24（3）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值F===0.5621（4）確定臨界值和拒絕域F0.05（1,48）=4.048∴拒絕域為：（5）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值落在接受域。∴不能拒絕H0，即沒有明顯證據(jù)表明性別對成績有影響。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成績有影響的明顯證據(jù)。（二）（1）提出假設：H0：μ1=μ2=μ3=μ4H1：μ1、μ2、μ3、μ4不全相等（2）計算離差平方和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組內變差SSE=-=993.568=306795.432（3）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值F===4.3372（4）確定臨界值和拒絕域F0.05（3,46）=2.816∴拒絕域為：（5）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值落在拒絕域。∴拒絕原假設H0，接受H1假設，即父母文化程度對孩子的學習成績有影響。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孩子的學習成績有影響的明顯證據(jù)。第七章一、選擇題1.B、C、D；3.A、B、D二、判斷分析題1．錯。應是有關關系。單位成本與產量間不存在確定的數(shù)值對應關系。3．對。因果關系的判斷尚有賴于實質性科學的理論分析。5．對?？傮w回歸函數(shù)中的回歸系數(shù)是有待估計的參數(shù)，因而是常數(shù)，樣本回歸函數(shù)中的回歸系數(shù)的估計量的取值隨抽取的樣本不一樣而變化，因此是隨機變量。7.錯。由于多種原因，偏有關系數(shù)與單有關系數(shù)的符號有不一致的也許。三、證明題1.證明：教材中已經證明是現(xiàn)行無偏估計量。此處只要證明它在線形無偏估計量中具有最小方差。設為的任意線性無偏估計量。也即，作為的任意線性無偏估計量，必須滿足下列約束條件：；且又由于，因此：分析此式：由于第二項是常數(shù)，因此只能通過第一項的處理使之最小化。明顯，只有當時，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)線性無偏估計量。四、計算題1.解：（1）（2）（3）t值遠不小于臨界值2.228，故拒絕零假設，闡明在5％的明顯性水平下通過了明顯性檢查。（4）（萬元）即有：3．解：（1）回歸分析的Excel操作環(huán)節(jié)為：環(huán)節(jié)一：首先對原先Excel數(shù)據(jù)表作合適修改，添加“滯后一期的消費”數(shù)據(jù)到表中。環(huán)節(jié)二：進行回歸分析選擇“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：隨機誤差項的原則差估計值：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，遠遠不小于臨界值3.52，闡明整個方程非常明顯。（3）預測使用Excel進行區(qū)間估計環(huán)節(jié)如下：環(huán)節(jié)一：構造工作表環(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：計算點預測值環(huán)節(jié)四：計算t臨界值環(huán)節(jié)五：計算預測估計誤差的估計值環(huán)節(jié)六：計算置信區(qū)間上下限最終得出的區(qū)間預測成果：第八章一、計算題1.解：（1）提出假設：H0：H1：（2）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值Z=（3）確定臨界值和拒絕域Z0.005=2.575∴拒絕域為（4）做出檢查決策∵=0.57735<Z0.025=2.575檢查記錄量的樣本觀測值落在接受域。∴不能拒絕原假設H0，可以認為各案賠償數(shù)量的總體中位數(shù)是7.5。3.解：提出假設：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及秩次確實定見表。檢查記錄量R=21.5。當α=0.05，n=9時，查表得，R=21.5>5，因此不能拒絕原假設H0，闡明廣告宣傳沒有擴大銷售量。地區(qū)編號廣告前銷售量廣告后銷售量的秩次正秩負秩123456789102216153218101525171930191328171017281614+8+3-2-4-10+2+3-1-595.53.571.53.55.51.5895.53.55.53.571.51.58合計————23.521.55.解：H0：兩班的組裝效率無差異H1：兩班的組裝效率有差異將兩個樣本的19個觀測值合并按遞增次序排列（早班的觀測值及其秩用黑體），然后賦秩，見表。次序號12345678910觀測值28333439404041414242秩12345.55.57.57.59.59.5次序號111213141516171819觀測值434445464647484952秩11121314.514.516171819由表可知，。對于，由附表知。由于介于69和111之間，可見兩班的組裝效率無差異。7.解：（1）提出假設：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）計算樣本均值與樣本原則差==*158160=3163.2（克）S==465.52（克）（3）列表組號體重分組實際頻數(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——n=50——1.0000500.9528（4）構造檢查記錄量并計算樣本觀測值==0.9528（5）確定臨界值和拒絕域自由度7-2-1=4,（4）=9.488拒絕域為：（6）做出檢查決策∵=0.9528<（4）=9.488檢查記錄量的樣本觀測值落在接受域。∴不能拒絕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：一般的樣本有關系數(shù)的公式是若改為等級變量值，改為等級變量值，則等級有關系數(shù)為（1）其中，和（i=1，2，…，n）均不重不漏地取1，2，…，n等n個數(shù)值。因此把這兩個成果代入式（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.對的；3.對的。5.錯誤。前的平均增長速度為7.177%，后4年的平均增長速度為8.775%。這間總的增長速度為180%(即比1990年增長180%)。三、計算題1.解：第一季度的月平均商品流轉次數(shù)為：第一季度的平均商品流通費用率為：3.解：平均增長速度=，增長最快的是頭兩年。第一年次年第三年第四年第五年環(huán)比增長速度（%）77.486.66.16.9定基增長速度（%）71522.5930395.解：兩種措施計算的各月季節(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趨勢剔除法52.5957.93125.1494.3783.17137.3761.7766.74189.39142.2493.9895.307.解：對全社會固定資產投資額，二次曲線和指數(shù)曲線擬合的趨勢方程和預測值(單位：億元)分別為：，R2=0.9806，預測值=56081.60；，R2=0.9664，預測值=73287.57。國有經濟固定資產投資額，可用二次曲線和直線來擬合其長期趨勢，趨勢方程和預測值(單位：億元)分別為：，R2=0.9792，預測值=23364.57；，R2=0.9638，預測值=21259.50。9.解：加權移動平均的預測值為：二次指數(shù)平滑預測的成果為：一階自回歸模型預測的成果為：。第十章一、選擇題1.D；3.A；5.B；7.D；9.C。二、判斷分析題1.實際收入水平只提高了9.1％(=120%/110%-100%)。3.不對的。對于總指數(shù)而言，只有當各期指數(shù)的權數(shù)固定不變時，定基指數(shù)才等于對應環(huán)比指數(shù)的連乘積。5.同度量原因與指數(shù)化指標的乘積是一種同度量、可加總的總量。同度量原因具有權衡影響輕重的作用，故又稱為權數(shù)。平均指數(shù)中的權數(shù)一般是基期和匯報期總量（總值），或是固定的比重權數(shù)。7.將各原因合理排序，才便于確定各個原因固定的時期；便于指標的合并與細分；也便于大家都按統(tǒng)一的措施進行分析，以保證分析成果的規(guī)范性和可比性。“連鎖替代法”合用于按“先數(shù)量指標、后質量指標”的原則對各個原因進行合理排序的狀況。三、計算題1.解：分別按不一樣公式計算產量指數(shù)和出廠價格指數(shù)，計算成果如下：拉氏指數(shù)帕氏指數(shù)理想指數(shù)馬埃指數(shù)產量指數(shù)113.00%112.37%112.68%112.66%出廠價格指數(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：農產品收購價格提高使農民收入增長11.46(=317-305.54)萬元。5.解：已知各部門生產量增長率（從而可知類指數(shù)），可采用比重權數(shù)加權的算術平均指數(shù)公式計算工業(yè)生產指數(shù)，即：。7.解：先分別計算出基期總成本（=34）、匯報期總成本（=362100）和假定的總成本(=360000)?？偝杀局笖?shù)：總成本增長額：=362100-34=0(元)產量指數(shù)：產量變動的影響額：=360000-34=18000(元)單位成本指數(shù)：單位成本的影響額：=36=2100(元)三者的相對數(shù)關系和絕對數(shù)關系分別為：105.88%=105.26%×100.58%，0=18000+2100(元)計算成果表達：兩種產品的總成本增長了5.88%，即增長了0元。其中，由于產量增長而使總成本增長5.26%，即增長了18000元；由于單位成本提高而使總成本增長了0.58%，即增長了2100元。9.解：先計算出基期總平均價格=26.2（元），匯報期總平均價格=32.7692（元），假定的總平均價格=28.3846（元）。再計算對總平均價格進行原因分析所需的三個指數(shù)以及這三個指數(shù)分子分母的絕對數(shù)差額。詳細計算過程和文字闡明此不贅述。三者的相對數(shù)關系和絕對數(shù)關系分別為：125.07%=115.45%×108.34%，6.5692=4.3846+2.1846(元)。產品質量變化體目前產品的等級構造變化方面，因此，根據(jù)構造影響指數(shù)可知，質量變化使總平均價格上升8.34％，即提高了2.1846元，按匯報期銷售量計算，質量變化使總收入增長了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、計算題1．解：（1）根據(jù)最大的最大收益值準則，應當選擇方案一。（2）根據(jù)最大的最小收益值準則，應當選擇方案三。（3）在市場需求大的狀況下，采用方案一可獲得最大收益，故有：在市場需求中的狀況下，采用方案二可獲得最大收益，故有：在市場需求小的狀況下，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則，應選擇方案一。（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，應當選擇方案一（5）由于方案二的期望收益值最大，因此按等也許性準則，應選擇方案二。3．解：設由于飛機自身構造有缺陷導致的航空事故為,由于其他原因導致的航空事故為，被鑒定屬于構造缺陷導致的航空事故為，則根據(jù)已知的條件有：=0.35,=0.65,=0.80,=0.30當某次航空事故被判斷為構造缺陷引起的事故時，該事故確實屬于構造缺陷的概率為：=5．解：決策樹圖略。(1)根據(jù)既有信息，生產該品種的期望收益為41.5萬元不小于不生產的期望收益，因此可生產。自行調查得出受歡迎結論的概率=0.65*0.7+0.35*0.30=0.56，市場歡迎的后驗概率=0.65*0.7/0.56=0.8125期望收益值=(77*0.8125-33*0.1875