设(X1,X2,…,Xn)(n>1)为来自总体X~N(μ,σ2)的简单随机样本,.X为样本均值,(Ⅰ)求Yi=Xi-.X的密度函数f Yi(y)(i=1,2,…,n);(Ⅱ)求常数k的值,使得σ=kni=1|Xi-.X|为σ的无偏估计量.
设(X1,X2,…,Xn)(n>1)为来自总体X~N(μ,σ2)的简单随机样本,.X为样本...
(1)由于Yi=Xi?.X=?X1n?…+(n?1)Xin?…?Xnn~N(0,n?1nσ2),所以Yi的密度函数为:fYi(y)=nσ2π(n?1)eny22(n?1)σ2,y∈R,i=1,2,…,n(2)E∧σ=kni=1E|Xi?.X|=kni=1E|Yi|,而E|Yi|=∫+∞?∞|y|nσ<div style="width:...
...2)为来自总体N(0,1)的简单随机样本,.X为样本均值,S2为样本方差,则...
答案如下图所示:方程的同解原理:⒈方程的两边都加或减同一个数或同一个等式所得的方程与原方程是同解方程。⒉方程的两边同乘或同除同一个不为0的数所得的方程与原方程是同解方程。整式方程:方程的两边都是关于未知数的整式的方程叫做整式方程。分式方程:分母中含有未知数的方程叫做分式方程。
...X2,……,Xn(n>2)为来自总体N(0,1)的简单随机样本,X为样本均值,记Yi...
设X1,X2,……,Xn(n>2)为来自总体N(0,1)的简单随机样本,X为样本均值,记Yi=Xi-X,i=1,2,……,n,求:1)Yi的方差DYi,i=1,2,……,n2)Y1与Yn的协方差cov(Y1,Yn)3)P(Y1+Yn<=0)... 设X1,X2,……,Xn(n>2)为来自总体N(0,1)的简单随机样本,X为样本均值,记Yi=Xi-X,i=1,2,……,n,...
...设X1,X2,...,Xn是来自正态总体X~N(μ,σ²)的一个简单随机样本_百 ...
数理统计问题,设X1,X2,...,Xn是来自正态总体X~N(μ,σ²)的一个简单随机样本,求常数C的值,使^σ²=C∑n-1,i=1(Xi+1-Xi)²是σ的无偏估计量。... 数理统计问题,设X1,X2,...,Xn是来自正态总体X~N(μ,σ²)的一个简单随机样本,求常数C的值,使^σ²=C∑n-1,i=1(Xi+1-Xi)...
设(X1,X2,...,Xn)为总体X~N(0,1)的一个样本,X拔为样本均值,S^2为样...
选D X拔=0,所以A、B错 C由单正态总体的抽样分布定理得X拔\/(S\/根号n)~t(n-1) ,C错 D中把n-1移到分母里面,得到分子是自由度为1的卡方分布,分母是自由度为n-1的卡方分布,满足F分布的定义,所以D对
设X1,X2,…Xn是总体为N(μ,σ2)的简单随机样本.记.X=1nni=1Xi,S2=1n...
(1)【解法1】因为:T=.X2-1nS2,所以:E(T)=E(.X2)-1nE(S2)=D(.X2)+(E(.X))2-1nE(S2)=1nσ2+μ2-1nσ2=μ2,故T是μ2的无偏估计量.【解法2】因为:T=.X2-1nS2=nn?1.X2-1n(n?1)ni=1Xi2=1n(n?1)nj≠kXjXk,所以:E(T)=1n(n?1)nj≠kE(XjXk)=...
设(X1,X2,……,Xn)(n>1)是取自正态总体N(U,δ^2)的样本,则下面的式子...
当然是选项B
设X1,X2,…,Xn是来自总体X的容量为n的简单样本.(1)设总体X~N(μ,0.92...
(1)因为总体的方差已知,故故.X-μσn~N(0,1),从而μ的双侧对称置信区间的长度为:2×σ0n×z0.025.依题意,n应该满足:2×σn×1.96≤1,故 n≥2×σ×1.96=3.528,从而 n≥3.5282=12.446784,故 n≥13,即样本容量至少为13. (2)H0:μ≥μ0=4.00,H1:μ<μ0...
X1,X2,...,Xn是来自总体X的一个样本X的概率密度为f(x)=其中>1的未知参...
F1(x)=(F(x))^n X(n) fn(x)=n*(1-F(x))^(n-1)*f(x)Fn(x)=(1-F(x))^n 其中f(x) F(x)分别是总体41021653x的密度函数和回分布函数 根据无偏估计的定义,统计量的来数学期望等于被估计的参源数,具体到这里就是说bai E(c*X的平均值)=θ 又由期望的性质 E(duc*X的...
设X1,X2,...Xn是来自正态总体N(μ,σ^2)的简单随机样本
1、 xi与样本均值确实不是独立的,但几乎又是独立的,;2、确实是积分出来的。是根据数学期望的定义,对误差与积分密度函数的乘积从0到∞的结果再乘以2倍。这就等于2倍的1\/√(2π)=√(2\/π)。其实不用积分也该知道结果,那就是平均误差。