2015年统计学导论课后答案兼历年真题(一)

《统计学导论》课后习题部分参考解答

第一章

一、判断题

1.答：错。统计学和数学具有不同的性质特点。数学撇开具体的对象，以最一般的形式研究数量的

联系和空间形式；而统计学的数据则总是与客观的对象联系在一起。特别是统计学中的应用统计学与各

不同领域的实质性学科有着非常密切的联系，是有具体对象的方法论。

3.答：错。实质性科学研究该领域现象的本质关系和变化规律；而统计学则是为研究认识这些关系

和规律提供合适的方法，特别是数量分析的方法。

5.答：错。描述统计不仅仅使用文字利图表来描述，更重要的是要利用有关统计指标反映客观事物

的数量特征。

7.答：错。不少社会经济的统计问题属于无限总体。例如要研究消费者的消费倾向，消费者不仅包

括现在的消费者而且还包括未来的消费者，因而实际上是一个无限总体。

二、单项选择题LA；3.Ao

三、分析问答题

1.答：定类尺度的数学特征是“=”或"N"，所以只可用来分类，民族可以区分为汉、藏、回等，

但没有顺序和优劣之分，所以是定类尺度数据。；定序尺度的数学特征是“>”或“<"，所以它不但可以

分类，还可以反映各类的优劣和顺序，教育程度可划分为大学、中学和小学，属于定序尺度数据；定距

尺度的主要数学特征是“+”或它不但可以排序，还可以用确切的数值反映现象在两方面的差异,

人口数、信教人数、进出口总额都是定距尺度数据：定比尺度的主要数学特征是“x”或“+”，它通常

都是相对数或平均数，所以经济增长率是定比尺度数据。

3.答：如考察全国居民人均住房情况，全国所有居民构成统计总体，每一户居民是总体单位，抽查

其中5000户，这被调查的5000户居民构成样本。

第二章

一、单项选择题1.C；3.A«二、多项选择题LA.B.C.D；3.A.B.C.

三、简答题

L答：这种说法不对。从理论上分析，统计上的误差可分为登记性误差、代表性误差和推算误差。

无论是全面调查还是抽样调查都会存在登记误差。而代表性误差和推算误差则是抽样调查所固有的。这

样从表面来看，似乎全面调查的准确性一定会高于统计估算。但是，在全面调查的登记误差特别是其中

的系统误差相当大，而抽样调查实现了科学化和规范化的场合，后者的误差也有可能小于前者。我国农

产量调查中，利用抽样调查资料估算的粮食产量数字的可信程度大于全面报表的可信程度，就是一个很

有说服力的事例。

3.答：这种分组方法不合适。统计分组应该遵循“互斥性原则”，本题所示的分组方式违反了“互

斥性原则”，例如，一观众是少女，若按以上分组，她既可被分在女组，又可被分在少组。

四、计算题

解（1）次（频）数分布和频率分布数列。

居民户月消费品支出额（元）次（频）数频率（%）

800以下12

800'85048

850^9001224

900'9501836

950~1000816

1000'105048

1050^110012

1100以上24

合计50100.00

（3）绘制直方图、折线图、曲线图和向上、向下累计图。

主要操作步骤：

①次数和频率分布数列输入到Excel。

②选定分布数列所在区域，并进入图表向导，在向导第1步中选定“簇状柱形图”类型，单击“完成”,

即可绘制出次数和频率的柱形图。

③将频率柱形图绘制在次坐标轴上，并将其改成折线图。

主要操作步骤：在“直方图和折线图”基础上，将频率折线图改为“平滑线散点图”即可。

主要操作步骤：

①将下表数据输入到Excel。

组限向上累计向下累计

750050

800149

850545

9001733

9503515

1000437

1050473

1100482

1150500

②选定所输入的数据，并进入图表向导，在向导第1步中选定''无数据点平滑线散点图”类型，单击

“完成”，即可绘制出累计曲线图。

第三章

一、单项选择题1.D；3.B；5.Ao

二、判断分析题

1.答：均值。呈右偏分布。由于存在极大值，使均值高于中位数和众数，而只有较少的数据高于均

值。

3.答：峰度系数K=2-3=348003=0.48,属于尖顶分布。

cr4（lOOxlO%）4

5.答：为了了解房屋价格变化的走势，宜选择住房价格的中位数来观察，因为均值受极端值影响；

如果为了确定交易税率，估计相应税收总额，应利用均值，因为均值才能推算总体有关的总量。

三、计算题

16,a-H-ffn600x1200+700x1800

1.解：基期总M平VE+均HP成P--本*-=-------------------=660

1200+1800

报告期总平均成本=酗逊但侬=64。

2400+1600

总平均成本下降的原因是该公司产品的生产结构发生了变化，即成本较低的甲企业产量占比上升而

成本较高的乙企业产量占比相应下降所致。

3.解：根据总体方差的计算公式/=且--------可得:

n

,11423.2593。)11178.9821

CT甲=----------=211.5418；b乙=----------=1i9n9n.6247

5456

全部学生成绩的方差/全部=22904193=208.2199

110

乎加=21L5418X54+199.6247X56=

a~

110

(72.7037-74.3909)2x54+(76.0179-74.3909)2x56_

比二---------------------------------------------------------------------------------Zo.(4o

110

总体方差(208.2199)=组内方差平均数(205.4749)+组间方差(2.745)

”收购总额_盲(*/)12700+16640+8320

5.解:=1.6268(兀)

一收购总量-g(x,/)12700166408320

<=1X.2.001.601.30

7.解：用1代表“是"(即具有某种特征)，0代表“非”(即不具有某种特征)。设总次数为N,1出

现次数为N1，频率(N|/N)记为P。由加权公式来不难得出：是非变量的均值=P；方差=P(1-P)；标准差

第四章

一、判断分析题1.^：(1)ABC；(2)ABC；(3)ABC(4)A+B+C;(5)AB+BC+CA；

(6)ABC；(7)ABC+ABC+ABC

3.答：彳表示没有次品；月表示次品不超过一件。

二、计算题

1.解：设A、B、C分别表示炸弹炸中第一军火库、第二军火库、第三军火库这三个事件。于是，P

(A)=0.025P(B)=0.1P(C)=0.1又以D表示军火库爆炸这一事件，则有，D=A+B+C其中A、B、

C是互不相容事件(一个炸弹不会同时炸中两个或两个以上军火库)

：.?(D)=P(A)+P(B)+P(C)=0.025+0.1+0.1=0.225

3.解：设A表示这种动物活到20岁、B表示这种动物活到25岁。

：BuA；.B=AB

P(AB)P(B)0.4.「

AP(B|A)-------=-0.5

P(A)P(A)0.8

5.解：设BF｛第一台车床的产品｝;B?=｛第二台车床的产品｝;A=｛合格品｝。

21

则P(Bi)=-P(B2)=-P(A|Bi)=1-0.03=0.97P(AB2)=1-0.02=0.98

33

由全概率公式得：

21

P(A)=P(B,)*P(A|B,)+P(B2)*P(A|B2)=-*0.97+-*0.98=0.973

33

7.解：设B尸｛第一台车床的产品｝;B小｛第二台车床的产品｝;A=｛废品｝。

21

贝I」P(B.)=-P(B2)=-P(A|Bi)=0.03P(A|B2)=0.02

33

(AB2)p（B2）*P（A|B2）

P(B2|A)=P-

P(A)P(B1)*P(A|B1)+P(B2)*P(A|B2)

1*0,02

=3=0.25

-*0.03+-*0.02

33

9.解：

（1）一次投篮投中次数的概率分布表

X=xi01

P(X=Xi)0.70.3

（2）重复投篮5次，投中次数的概率分布表

X=xi012345

P(X=Xi)0.168070.360150.308700.132300.028350.00243

11.解：

z1600-1720、E(1400-1720)

P(1400<X<1600)二①(-0.4255)-①(-1.1348)=0.2044

282282

(1800-1720、一①(1600-1720、4

P(1600<X<1800)=<t>(0.2837)-①(-0.4255)=0.2767

282282

口2000-1720

P(2000<X)二①g-cP(z-------------)二①(8)-①(0.9929)=0.1611

282

13.解:当fi=4、f2=5时P(X>11)=0.01；当6=5、f尸6时P(解5)=1-0.05=0.95

15.解：

X=Xi23456789101112

12345654321

P(X=xi)

3636363636363636363636

E(X)=Zxipi

=2*1+3*2+4*3+5*4+6*5+7*6+8*5+9*4+io*3+11*2+12*1=252=7

3636363636363636363636

V(X)=z[Xi-E(x)]2pi

=(2-7)2*_L+(3-7)2*2_+(4-7)2*J_+(5-7)2*J_+(6-7)2*J_+(7_7)2*_L+(8-7)2*』+(9-7y*J_+

3636363636363636

(10-7)2*2.+(11-7)2*2.+(12-7)2*±

363636

=210=5.833

36

504,

17.解：c)0.05°(l-O,O5)+c；()0.05'd-0.05)=0.0769+0.2025=0.2794

三、证明题

1.证：

E(X)=力尸(X=k)=邙W"产

k=0k=Ok

=y——-——pkq"-k

k=\K-I

n-1

t=Ot

=叩♦(p+q)"”

=npx\

D(X)=£(X2)-[£(X)]2

=£[X(X-1)]+E(X)-[£(X)]2

=E[X(X-+"2P2

因#D]与(I)•(涉^.n-k

q

=V--------:------pkqnk

=n[n-l)p5(-----)P'q"J

r=0t

=n(n-l)p2x(p+q)n~2

=n(n-l)p2

于是D(X)=几(几-l)p2+np-n2p2=np-np2=npq

3.证：

__in

D(Xi-X)=D(Xi—XXj)

〃j=l

〃j=\〃

n-l

----(j~2

n

第五章

一、单项选择题(1)BC；(3)A；(5)ACo

二、计算题

1.解：

样本平均数X=425

S8.488

--------=--2.1916

GVis

小产:2.1448

s

△==f(n-1)=2.1448X2.1916=4.7005

ally/n

所求U的置信区间为:425-4.7005<u<425+4.7005,即(420.2995,429.7005)«

3.解:

n=600,p=0.1,nP=60,5,可以认为n充分大，a=0.05,z，-z0025=1.960

=0.0122

因此，•次投掷中发生1点的概率的置信区间为

0.1-0.0122<p<0.1+0.0122,即(0.0878,0.1122)。

5.解：

根据已知条件可以计算得：=14820=8858600

i=1i=l

估计量

_in1

A=y=­Zyi=—*14820=494(分钟)

nM30

估计量的估计方差

30

*(1------)=1743.1653

nN30292200

/2、

其中s?=^£(yi-y)=--£y：-ny

nTi=in-11i=i)

=j-*(8858600-30*4942)

1537520

29-

7.解:

<4<)，(40)

ZO.975=24.433，Z；025=59.342,置信度为0.95的置信区间为:

\n-l)S2(n-“2’40x12240x122、

=(97.064,235.747)

2(n-1)'2(”T)、59.342'24.433,

1/vva/2/vl-a/2

9.解:

_敞％2P0_p)_1500x1.962x0.25x(1—0.25)

〃-NAj+z%2p(]-p)-j500x0052+j%2x025x(1_025)

=241.695

应抽取242户进行调查。

第六章

一、单项选择题1.B；3.A；5.A。

二、问答题1.答：双侧检验；检验统计量的样本值2.22；观察到的显著性水平0.0132；显著

性水平为0.05时，Z0.025=1.96,拒绝原假设；显著性水平为0.01时，7。侬=2.575,不能拒绝原假设。

3.答：⑴拒绝域(-oo,-2.33]；(2)样本均值为23,24,25.5时，犯第一类错误的概率都是0.01。

三、计算题

1.解：(1)提出假设：

H(>：u=5

Hi：uH5

(2)构造检验统计量并计算样本观测值

在H。：口=5成立条件下：

Z=I-〃=4.8-5=-2.3570

叵*

Vnv3(T

(3)确定临界值和拒绝域

Z.025=1.96

...拒绝域为(一8,-1.96]U[1.96,+8)

(4)做出检验决策

V\Z\=2.3570>Zo.o25=1.96

检验统计量的样本观测值落在拒绝域。

拒绝原假设H。，接受乩假设，认为生产控制水平不正常。

3.解:a=0.05时

(1)提出假设：

Ho：u=60

Hi：u*60

(2)构造检验统计量并计算样本观测值

在Ho：u=60成立条件下：

x_u61.6—60

Z=—)—.=———2.222

E

Vn产V400

(3)确定临界值和拒绝域

Zo.025=1.96

.••拒绝域为(-00-1.96]u[1.96,4-00)

(4)做出检验决策

VZ=2.222>Zo.025=1.96

检验统计量的样本观测值落在拒绝域。

，拒绝原假设H。，接受乩假设，认为该县六年级男生体重的数学期望不等于60公斤。

a=0.01时

(1)提出假设：

H()：U=60

Hi：NH60

(2)构造检验统计量并计算样本观测值

在H。：u=60成立条件下：

x—〃61.6—60

7-——J-------=2222

(3)确定临界值和拒绝域

Zo.005=2.575

拒绝域为(-oo-2.575]U[2.575,+oo)

(4)做出检验决策

VZ=2.222<Z0.005=2.575

检验统计量的样本观测值落在接受域。

...不能拒绝Ho,即没有显著证据表明该县六年级男生体重的数学期望不等于60公斤。

5.解：(1)提出假设：

H<>：.=11%

Hi：p丰11%

(2)构造检验统计量并计算样本观测值

在Ho：夕=11%成立条件下：

样本比例p=%~=12.2%

4900

0.122-0.11

Z=P-P==968

j0.llx0.89

V4900

(3)确定临界值和拒绝域

Zo.025=1.96

...拒绝域为(一00,—1.96]U[1.96,+8)

(4)做出检验决策

VZ=2.68>Zo.025=1.96

检验统计量的样本观测值落在拒绝域。

•••拒绝原假设％,接受lh假设，即能够推翻所作的猜测。

7.解:

(1)提出假设：

Ho：ui=u2

Hi：uiwu2

(2)构造检验统计量并计算样本观测值

在H。成立条件下：

yi-y267-62°…

Z==2.209

2202

2

200

(3)确定临界值和拒绝域

Zo.025=1.96

.•.拒绝域为(―oo,—1.96]U196,+oo)

(4)做出检验决策

VZ=2.209>Z°.025=1.96

检验统计量的样本观测值落在拒绝域。

拒绝原假设H。，接受乩假设，即两地的教育水平有差异。

9解:

(1)提出假设：

Ho：pi-pi

Hi：p\丰pi

(2)构造检验统计量并计算样本观测值

在H。成立条件下：

p=(mpi+n2P2)/(ni+n2)=(400*0.1+600*0.05)/(400+600)=0.07

Z=P「Pi二______=-3.036

+-1)

0.07*0.93(-+—)

vnim400600

(3)确定临界值和拒绝域

Zo.05~1.645

.••拒绝域为(—8,-1.645]U[1.645,+oo)

(4)做出检验决策

VZ=3.036〉Z0.05=1.645

检验统计量的样本观测值落在拒绝域。

二拒绝原假设H。，接受乩假设，即甲乙两地居民对该电视节目的偏好有差异。

11.解：

(-)

(1)提出假设：

Ho：ui=u2

Hl:UIWH2

计算离差平方和

性别i成绩j

510410430380490498430390470420540300

男310280410540560524520450390300460450

320340

500450490350530310290405400520400580

女

550570540310530540370320480410560320

m=2n,=26n2=24n=50Zy>=11122Zy2.=10725Zy.=21847

Zy：=4930980Zy；=5008425Zy2=9939405

m___2___2

组间变差SSR=Zniy/-ny--

i=l

“J1122…,10725、2”,21847,2

=26*(------¥+24*(------>-50*(-------y

262450

=9550383.76-9545828.18

=4555.58

组内变差SSE=2£y，2niyi--

i=lj=li=1

二9939405-9550383.76

=389021.24

(3)构造检验统计量并计算样本观测值

SSR/(m-i)_4555.58/(2-1)

r-------------------------------------U.DOZ1

SSE/(n-m)389021.24/(50-2)

(4)确定临界值和拒绝域

FO.O5(1,48)=4.048

拒绝域为：［4.048,+00)

(5)做出检验决策

临界值规则：

VF=0.562KFo.os(1,48)=4.048

检验统计量的样本观测值落在接受域。

•••不能拒绝Ho,即没有显著证据表明性别对成绩有影响。

任值规则：

根据算得的检验统计量的样本值(尸值)算HlP-值=0.457075。由于任值=0.457075〉显著水平标准

a=0.05,所以不能拒绝H。，即没有得到足以表明性别对成绩有影响的显著证据。

(二)

(1)提出假设：

Ho：U1=U2=U3=U4

Hl：Hl、口2、口3、山不全相等

(2)计算离差平方和

m=4ni=lln2=15旧二12n，i=12n=50Zyi=5492Zy2=6730

Xy3.=5070Xy4.=4555Zy••=21847Zy：=2763280

Zy；=3098100Zyj=2237900Zyj=1840125Xy2=9939405

组间变差

SSR=gmyi.-ny

i=l

二11*(笙1)2+15*(包双)2+12*(亚2)2+12*(空3)2-50*(竺义)2

1115121250

=9632609.568-9545828.18

=86781.388

组内变差

mnim,

SSE=SEy.rEniyT-=9939405-9632609.568-306795.432

i=lj=li=1

(3)构造检验统计量并计算样本观测值

—_86781.388/(4—1)^

SSE/(n-m)306795.432/(50-4),

(4)确定临界值和拒绝域

FO.O5(3,46)=2.816

，拒绝域为：[2.816,+oo)

(5)做出检验决策

临界值规则：

VF=4.3372>FO.O5(3,46)=2.816

检验统计量的样本观测值落在拒绝域。

•••拒绝原假设”,接受乩假设，即父母文化程度对孩子的学习成绩有影响。

产值规则：

根据算得的检验统计量的样本值(尸值)算出P-值=0.008973。由于P值=0.008973〈显著水平标准

«=0.05,所以拒绝H。，接受1L,即得到足以表明父母文化程度对孩子的学习成绩有影响的显著证据。

第七章

一、选择题LB、C、D；3.A、B、D

二、判断分析题

1.错。应是相关关系。单位成本与产量间不存在确定的数值对应关系。

3.对。因果关系的判断还有赖于实质性科学的理论分析。

5.对。总体回归函数中的回归系数是有待估计的参数，因而是常数，样本回归函数中的回归系数

的估计量的取值随抽取的样本不同而变化，因此是随机变量。

7.错。由于各种原因，偏相关系数与单相关系数的符号有不一致的可能。

三、证明题

1.证明：

教材中已经证明A是现行无偏估计量。此处只要证明它在线形无偏估计量中具有最小方差。

设瓦=为用的任意线性无偏估计量。

E(区)=2>内川+£2*,+%)=42>,+£22>阳+£为国0=£2也即，作为从的任意

线性无偏估计量，必须满足下列约束条件：

=0；且Z4X,=1

又因为varY,=<7?,所以：

var(82)=varZaj=Zq2var匕

■>X—XX-X[2

=O->[ra.-:——=-7+!——=-^]-

Z(X,-X)2£(X,-X)-

_r_X,-X2Z(X,-X)”

Z.Rdb2+b[Z(­2]2

+2cT2Y[a,—『X「向][]

乙L，Z(X,-X)2"Z(X,-X)2」

乙J£(x,-x)2jZ(x,-xy

1

分析此式：由于第二项/是常数，所以var(A)只能通过第•项

Z（x,-X）2

y_yy_y

一的处理使之最小化。明显，只有当《=VJ时,var(瓦)才可以

2_jx,-x)-Z(x,-x)一

取最小值，即：

〜）1

minvar（昆）=bvar(A)

所以，A是标准一元线性回归模型中总体回归系数尸2的最优线性无偏估计量。

四、计算题

1.解：

Z(匕一竹(X,一5)_334229.09

⑴A0.7863

Z（X,-亍）2425053.73

B、=Y-够=549.8-0.7863*647.88=40.3720

t^（r,-F）（x,-x）］2

（2）r2

^（x,-x）2£（y,-F）2

334229092

----------------------=0.999834

425053.73*262855.25

2=43.6340

Se2.0889

（3）H°:鱼=0,H［邙20。

s.2.0889

5%==0.003204

JX（X,-又）27425053.73

A0.7863

r=幺=---------=245.4120

%S0.003204

PAl

*2(〃-2)="。5(10)=2.228

t值远大于临界值2.228,故拒绝零假设，说明片在5%的显著性水平下通过了显著性检验。

(4)〃=40.3720+0.7863*800=669.41(万元)

(X/一反「嗤居S3

s/二s卜/Z(X，-反K

Y=669.41±2.228*1.0667=669.41±2.3767

f±ta/2（n-2）Se

即有：

664.64<Yf<674.18

3.解:

(1)回归分析的Excel操作步骤为：

步骤一：首先对原先Excel数据表作适当修改，添加“滞后••期的消费”数据到表中。

步骤二：进行回归分析

选择“工具”一“数据分析”一“回归”，在该窗口中选定自变量和因变量的数据区域，最后点击

“确定”完成操作：

得到回归方程为：

C,t=466.7965+0.447ItX+0.2640I-CI,.

(2)从回归分析的结果可知:

随机误差项的标准差估计值：S=442.2165

修正自由度的决定系数：AdjustedRSquares=0.9994

各回归系数的t统计量为：

%=3.3533；t.=15.6603；1=4.9389

F统计量为16484.6,远远大于临界值3.52,说明整个方程非常显著。

(3)预测

使用Excel进行区间估计步骤如下：

步骤一：构造工作表

步骤二：为方便后续步骤书写公式，定义某些单元格区域的名称

步骤三：计算点预测值C/

步骤四：计算t临界值

步骤五：计算预测估计误差的估计值

步骤六：计算置信区间上下限

最终得出Cf的区间预测结果：56380.05<Cf<58662.33

第八章

一、计算题

1.解：

(1)提出假设:

Ho：7=7.5Hi：77H7.5

(2)构造检验统计量并计算样本观测值

7V-0.5M5-0.5x12

==-0.57735

yj0.25n70.25x12

(3)确定临界值和拒绝域

Zo.0。5=2.575

二拒绝域为(一00,—2.575]U[2.575,+8)

(4)做出检验决策

V|Z|=O.57735<Zo.o25=2.575

检验统计量的样本观测值落在接受域。

.•.不能拒绝原假设Ho,可以认为各案赔偿数量的总体中位数是7.5o

3.解：

提出假设：

Ho：广告前后销售量没有变化

H.：广告前后销售量有变化

符号及秩次的确定见表。

检验统计量R=2L5。当。=0.05,11=9时，查表得为.。％=5，R=2L5>5,因此不能拒绝原假设H。,

说明广告宣传没有扩大销售量。

广告前销售广告后销售

旧-即的秩

地区编号玉一X。正秩负秩

量看量再

次

12230+899

21619+35.55.5

31513-23.53.5

43228-477

51817-11.51.5

610100

71517+23.53.5

82528+35.55.5

91716-11.51.5

101914-588

合计——一—23.521.5

5.解：

Ho：两班的组装效率无差异

H,：两班的组装效率有差异

将两个样本的19个观测值合并按递增顺序排列（早班的观测值及其秩用黑体），然后赋秩，见表。

顺序号12345678910

观测值28333439404041414242

秩12345.55.57.57.59.59.5

顺序号111213141516171819

观测值434445464647484952

秩11121314.514.516171819

由表可知，%］。=1+2+4+5.5+7.5+9.5+13+14.5+16=73。对于a=0.10,〃?=9,〃=10,

由附表知

69,

W005(9,10)=91O-WO.O5(9,1O)=18O-69=111»

由于％JO=73介于69和111之间，可见两班的组装效率无差异。

7.解：

（1）提出假设：

Ho：新生男婴体重服从正态分布

H.：新生男婴体重不服从正态分布

（2）计算样本均值与样本标准差

丫；工=**158160=3163.2（克）

S=J'"：：，:=465.52（克）

（3）列表

标准化组限理论

实际频数

7二原组限-y概率频数(Vi-E.)2

组号体重分组（人数）

SPiEi

ViEi=n•Pj

1-8〜24502-8〜-1.530.06303.150.4198

22450〜27005-1.53-0.9950.09574.7850.0097

32700〜29507-0.995〜-0.460.16418.2050.1770

42950〜320012-0.46-0.080.209110.4550.2283

53200~3450100.08-0.620.200510.0250.0001

63450〜370080.62-1.150.14257.1250.1075

73700〜+861.15〜+80.12516.2550.0104

合计—n=50—1.0000500.9528

(4)构造检验统计量并计算样本观测值

2白(V.-E.)2

力(50)=E.=0，9528

1=1匕1

(5)确定临界值和拒绝域

自由度7-2-1=4,x；05(4)=9.488

拒绝域为：[9.488,+oo)

(6)做出检验决策

/^0)=0.9528<x；05⑷=9.488

检验统计量的样本观测值落在接受域。

.••不能拒绝IU即没有显著证据表明新生男婴体重不服从正态分布。

二、证明题：

1.证：

一般的样本相关系数的公式是r=,z(x,-x)-y)

代)2

若X,改为等级变量值q,匕改为等级变量值Sj,则等级相关系数为

r_2仇--叔-6)

(1)

5代(.。江国一讨

其中，叫和4(7=1,2,…，〃)均不重不漏地取1,2,…，〃等〃个数值。因此

,=_=|+2+...+/?=£±1

n2

Z("-对=Z(5j_尹=W)2

=(12+22+…+