В) -4; Г) 2;
11.Независимые случайные величины X1, X2 имеют следующие числовые характеристики: m1 = -1, m2 = 0, D1 = 3, D2 = 4. Дисперсия величины Y= 4 +
X1 X2 равна:
А) 12; Б) 16; В) 14; Г) 8;
ЛЕКЦИЯ 12
1.Вероятность p( X − mX < 2σ X )
А) ≥ 0,75; Б) ≤ 0,25; В) ≤ 0,5;
Г) ≥ 0,5;
2. Последовательность случайных величин Xn сходится по вероятности к
p
величине a, X n n→→ ∞ a , если для ε,δ - произвольных сколь угодно малых
положительных чисел:
А) p( X − mX < ε ) > 1 −δ ; Б) p( X − mX < ε ) ≤ 1 −δ ; В) p( X − mX ≥ ε ) > 1 −δ ; Г) p( X − mX ≥ ε ) ≤ 1 −δ ;
3.При увеличении числа проведенных независимых опытов n среднее арифметическое значений случайной величины X сходится по вероятности к:
А) mX ; Б) DX; В) σX ; Г) a;
4.Частота появления события А в n опытах равна: А) числу опытов в которых произошло событие А ;
Б) отношению числа опытов, в которых произошло событие А, к n; В) отношению n к числу опытов, в которых произошло событие А;
Г) n ;
5.При увеличении числа проведенных независимых опытов n частота появления события А в n опытах сходится по вероятности к :
А) p(A);
Б) n; В) 1; Г) A;
23
6.Закон распределения суммы независимых равномерно распределенных случайных величин при неограниченном увеличении числа слагаемых неограниченно приближается к:
А) равномерному; Б) нормальному;
В) экспоненциальный ; Г) биномиальный ;
7.Центральная предельная теорема применима для суммы большого числа
случайных величин Xi , если :
А) Di ≈ D для i ; Б) mi ≈ m для i ;
В) mi = 0 для i ; Г) Di = 0 для i ;
ЛЕКЦИЯ 13
1.Математической статистикой занимается методами обработки опытных данных, полученных в результате наблюдений над А) случайными явлениями; Б) неслучайными явлениями; В) необычными явлениями ; Г) таинственными явлениями ;
2.Выборка объемом n будет репрезентативной, если:
А) n>100;
Б) ее осуществлять случайно; В) она содержит повторяющиеся значения;
Г) она не содержит повторяющихся значений;
3.Величина X в 10 опытах приняла значения: 4, 1, 3, 4, 2, 5, 1, 3, 6, 4. Вариационный ряд будет иметь вид:
А) 1, 1, 2, 3, 3, 4, 4, 4, 5, 6; Б) 6, 5, 4, 4, 4, 3, 3, 2, 1, 1; В) 1, 2, 3, 4, 5, 6; Г) 6, 5, 4, 3, 2, 1;
4.Величина X в 10 опытах приняла значения: 4, 1, 3, 4, 2, 5, 1, 3, 6, 4. Эмпирическая функция распределения F*(3) равна:
А) 0,3; Б) 0,5; В) 0,4; Г) 0,7;
5.Величина X в 10 опытах приняла значения: 4, 1, 3, 4, 2, 5, 1, 3, 6, 4. Эмпирическая функция распределения F*(1) равна:
А) 0; Б) 0,2; В) 1;
24
Г) 0,5;
6.Величина X в 10 опытах приняла значения: 4, 1, 3, 4, 2, 5, 1, 3, 6, 4. Эмпирическая функция распределения F*(7) равна:
А) 1; Б) 0,9; В) ∞; Г) 0,5;
7.Объем выборки равен 80. Число интервалов в интервальном статистическом ряду следует взять равным:
А) 9; Б) 40; В) 4; Г) 20;
8.Объем выборки равен 10000. Число интервалов в интервальном статистическом ряду следует взять равным:
А) 15; Б) 100; В) 4; Г) 50;
9.Число интервалов в интервальном статистическом ряду равно 10. Сумма площадей всех прямоугольников гистограммы, построенной на его основе равна:
А) 1; Б) 10; В) 0,1;
Г) 100; 10.Прямоугольники равноинтервальной гистограммы имеют одинаковую:
А) ширину; Б) высоту; В) площадь; Г) диагональ;
11.Прямоугольники равновероятностной гистограммы имеют одинаковую: А) ширину; Б) высоту; В) площадь; Г) диагональ;
ЛЕКЦИЯ 14
1. Оценка ˆ называется состоятельной, если :
Q
А) при увеличении объема выборки n она сходится по вероятности к значению параметра Q ;
Б) ее математическое ожидание точно равно параметру Q для любого объема выборки ;
25
В) ее дисперсия минимальна по отношению к дисперсии любой другой оценки этого параметра; Г) она точечная;
2. Оценка ˆ называется несмещенной, если :
Q
А) при увеличении объема выборки n она сходится по вероятности к значению параметра Q ;
Б) ее математическое ожидание точно равно параметру Q для любого объема выборки ; В) ее дисперсия минимальна по отношению к дисперсии любой другой
оценки этого параметра; Г) она точечная;
3. Оценка ˆ называется эффективной, если :
Q
А) при увеличении объема выборки n она сходится по вероятности к значению параметра Q ;
Б) ее математическое ожидание точно равно параметру Q для любого объема выборки ; В) ее дисперсия минимальна по отношению к дисперсии любой другой
оценки этого параметра; Г) она точечная;
4. Состоятельная оценка математического ожидания равна:
А) 1 ∑n xi ; n i=1
n
Б) n∑xi ;
i=1
n
В) ∑xi ;
i=1
Г) 1 ∏n xi ; n i=1
5. Состоятельная смещенная оценка дисперсии равна:
|
1 |
n |
|
||
А) |
∑(xi − x )2 ; |
||||
n |
|||||
|
i=1 |
||||
|
n |
|
|
|
|
Б) ∑xi2 −(x)2 ; |
|||||
|
i=1 |
|
|||
|
|
1 |
|
n |
|
В) |
|
|
∑(xi − x )2 ; |
||
n |
−1 |
||||
|
i=1 |
Г) 1 ∑n xi2 ;
n i=1
6. Состоятельная несмещенная оценка дисперсии равна:
А) 1 ∑n (xi − x )2 ;
n i=1
26
|
n |
|
||
Б) ∑xi2 −(x)2 ; |
||||
|
i=1 |
|
||
|
1 |
|
n |
|
В) |
|
∑(xi − x )2 ; |
||
n −1 |
||||
|
i=1 |
Г) 1 ∑n xi2 ;
n i=1
7.Величина X в 10 опытах приняла значения: 4, 1, 3, 4, 2, 5, 1, 3, 6, 4. Оценка вероятности того, что X = 4 равна:
А) 0,1; Б) 0,2; В) 0,3; Г) 0,4;
8.Доверительный интервал для математического ожидания случайной величины X с неизвестным законом распределения имеет вид:
А) x − S0 nzγ < mX < x + S0 nzγ ;
Б) x − zγ |
2 |
S02 < mX < x + zγ |
|
n −1 |
|||
|
|
В) x − S0 nzγ < mX < x + S0 nzγ ;
Г) x − zγ |
2 |
S0 < mX < x + zγ |
|
n −1 |
|||
|
|
2 |
S02 ; |
|
n −1 |
||
|
n2−1S0 ;
9.Доверительный интервал для дисперсии случайной величины X с неизвестным законом распределения имеет вид:
А) |
S02 − zγ |
|
|
2 |
|
|
S02 |
|
< DX < S02 + zγ |
2 |
|
S02 |
; |
|||||||||||
|
n −1 |
|
|
n −1 |
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
Б) |
(n −1)S02 |
|
< DX < |
|
(n −1)S02 |
; |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
χ2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
χ2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1−γ |
,n−1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1+γ |
,n−1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
В) S02 − |
S0 zγ |
|
< DX |
|
|
< S02 + |
S0 zγ |
|
; |
|
|
|
|
|
||||||||||
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|||
Г) |
S02 − zγ |
|
|
|
2 |
|
S0 |
< DX < S02 + zγ |
|
2 |
S0 ; |
|||||||||||||
|
n |
− |
1 |
|
n −1 |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
10.Доверительный интервал для дисперсии случайной величины X с нормальным законом распределения имеет вид:
А) S02 − zγ |
2 |
|
S02 |
< DX < S02 + zγ |
2 |
S02 ; |
||||||||||||
n −1 |
n −1 |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Б) |
(n −1)S02 |
|
< D |
X |
< |
|
(n −1)S02 |
; |
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
χ2 |
|
|
|
|
|
|
χ2 |
|
|
|
|
|
|
||||
|
1−γ |
,n−1 |
|
|
|
|
|
|
1+γ |
,n−1 |
|
|
|
|
||||
|
|
2 |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
В) S02 − |
S0 zγ |
< DX |
|
< S02 + |
S0 zγ |
; |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
27