统计学导论(第二版)

1、统计学导论（第二版） 习题参考解答 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。 2.答：对。 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。 4.答：对。 5.答：错。描述统计不仅仅使用文字和图表来描述，更重要的是要

2、利用有关统计指标反映客观事物的数量特征。 6.答：错。有限总体全部统计成本太高，经常采用抽样调查，因此也必须使用推断技术。 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。 8.答：对。 二、单项选择题 1. A；    2. A；    3.A；   4. B。  三、分析问答题&#

3、160;1.答：定类尺度的数学特征是“=”或“¹”，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“´”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。 2.答：某学生的年龄和性别，

4、分别为20和女，是数量标志和品质标志；而全校学生资料汇总以后，发现男生1056，女生802人，其中平均年龄、男生女生之比都是质量指标，而年龄合计是数量指标。数量指标是个绝对数指标，而质量指标是指相对指标和平均指标。品质标志是不能用数字表示的标志，数量标志是直接可以用数字表示的标志。  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。  习题参考解答 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

5、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。 2.答：对。 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。 4.答：对。 5.答：错。描述统计不仅仅使用文字和图表来描述，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。 6.答：错。有限总体全部统计成本太高，经常采用抽样调查，因此也必须使用推断技术。 7.答：错。不少社会

6、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。 8.答：对。 二、单项选择题 1. A；    2. A；    3.A；   4. B。  三、分析问答题 1.答：定类尺度的数学特征是“=”或“¹”，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

7、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“´”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。 2.答：某学生的年龄和性别，分别为20和女，是数量标志和品质标志；而全校学生资料汇总以后，发现男生1056，女生802人，其中平均年龄、男生女生之比都是质量指标，而年龄合计是数量指标。数量指标

8、是个绝对数指标，而质量指标是指相对指标和平均指标。品质标志是不能用数字表示的标志，数量标志是直接可以用数字表示的标志。  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； 2.A；3.A。 二、多项选择题 1.A.B.C.D；   2.A.B.D；    3.A.B.C 三、简答题 1.答：这种说法不对。

9、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。 2.答：统计报表的日常维持需要大量的人力、物力、财力；而且统计报表的统计指标、指标体系不容易调整，对现代社会经济调查来说很不合适。 3.

10、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 （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 800-850 850-900 900-950 950-1 000 1 000-1 050 1 050-1 100 1 100以上

11、 1 4 12 18 8 4 1 2 2 8 24 36 16 8 2 4 合计 50 100.00 （2）主要操作步骤： 将下表数据输入到Excel。 组限 向上累计 向下累计 750 0 50 800 1 49 850 5 45 900 17&#

12、160;33 950 35 15 1000 43 7 1050 47 3 1100 48 2 1150 50 0 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。 （3）绘制直方图、折线图、曲线图和向上、向下累计图。 （4） 主要操作步骤： 次数和频率分布数列输入到Excel。 选定分布数列所在区域，并进入图表向导，在

13、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。 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。 第三章 一、 单项选择题   1. D；  2.A；   3.B；  4.B；  5. A    6.C。   二、判断分析题

14、 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。 2任意一个变量数列都可以计算算术平均数和中位数，但可能无法计算众数，同样，算术平均数和中位数可以衡量变量集中趋势，但是众数有时则不能。因为有时有两个众数有时又没有众数。 3答：可计算出总体标准差为10，总体方差为100，于是峰度系数K=34800/10000=3.48，可以认为总体呈现非正态分布。 峰度系数48.03%)10100(348003444=-´=-=smK，属于尖顶分布。 4.答：股票A平均收益的标准差系数为2.71/5.63=

15、0.48135，股票B平均收益的标准差系数为4.65/6.94=0.670029，股票C平均收益的标准差系数为9.07/8.23=1.102066 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。 6.答：（1）均值、中位数、众数分别增加200元；（2）不变；（3）不变；（4）不同  三、计算题 1.解：基期总平均成本1800120018007001200600+´+´660 报告期总平均成本

16、1600240016007002400600+´+´640 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。   基期 报告期 总成本   单位成本（元） 产量（吨） 单位成本（元） 产量（吨） 基期 报告期 甲企业 600 1200 600 2400 720000 1440000 

17、乙企业 700 1800 700 1600 1260000 1120000 合计  3000  4000 1980000 2560000     总平均成本 660 640 2 甲班 乙班 甲班   乙班   全部  60 91 平均 72.704&

18、#160;平均 76.018 平均 74.391 79 74 标准误差 1.998 标准误差 1.905 标准误差1.382 48 62 中位数 74.5 中位数 78.5 中位数 76.5 76 72 众数 78 众数 60 众数 78 67 90 （样本）标准差 14.681 标准差&

19、#160;14.257 标准差 14.496 58 94 （样本）方差 215.533 方差 203.254 方差 210.130 65 76 峰度 1.664 峰度 -0.305 峰度 0.685 78 83 偏度 -0.830 偏度 -0.5905 偏度 -0.700 64 92 区域 74&#

20、160;区域 58 区域 74 75 85 最小值 25 最小值 41 最小值 25 76 94 最大值 99 最大值 99 最大值 99 78 83 求和 3926 求和 4257 求和 8183 84 77 观测数 54 观测数 56 观测数 1

21、10 48 82 总体方差  211.542 199.625   208.22 25 84 组内方差平均数 205.475     90 60 组间方差   2.745       98 60       70 

22、;51 全班：      77 60 成绩 人数f 组中值x xf 离差平方和 78 78 40以下 2 35 70 3273.14  68 78 40-50 4 45 180 3709.917  74 80 50-60 7 55 385 

23、2928.719  95 70 60-70 22 65 1430 2404.545  85 93 70-80 33 75 2475 6.818182  68 84 80-90 23 85 1955 2095.661  80 81 90以上 19 95 1805 7258.471&

24、#160; 92 81 合计 110  8300 21677.27  88 82   全班 平均成绩： 方差： 标准差： 73 85    75.455 197.066 14.038 65 78       72 80 成绩 人数f

25、0;组中值x xf 离差平方和  74 72 40以下 2 35 70 3273.14  99 64 40-50 2 45 90 1854.959  69 41 50-60 3 55 165 1255.165  72 75 60-70 13 65 845 14

26、20.868  74 78 70-80 19 75 1425 3.92562  85 61 80-90 8 85 680 728.9256  67 42 90以上 7 95 665 2674.174  33 53 合计 54  3940 11211.16  9

27、4 92   甲班 平均成绩： 方差： 标准差： 57 75    72.963 207.614 14.409 60 81   乙班 平均成绩： 方差： 标准差： 61 81    77.857 186.895 13.671 78 62   

28、;    83 88 成绩 人数f 组中值x xf 离差平方和  66 79 40以下 0 35 0 0  77 98 40-50 2 45 90 1854.959  82 95 50-60 4 55 220 1673.554  94

29、60;60 60-70 9 65 585 983.678  55 71 70-80 14 75 1050 2.893  76 99 80-90 15 85 1275 1366.736  75 53 90以上 12 95 1140 4584.298  80 54 合计&#

30、160;56  4360 10466.12  61 90        60        93       3.解：根据总体方差的计算公式nxxniiå-=122）（s可得： 5418.211542593.114232=甲s；6247.199569821.111782=乙s 全

31、部学生成绩的方差2199.208110193.229042=全部s 4749.205110566247.199545418.2111122=´+´=åå=kiikiiinnss  åå-=kiikiiinnxxB1122)(s11056)3909.740179.76(54)3909.747037.72(22´-+´-=2.745 总体方差（208.2199）组内方差平均数（205.4749）+组间方差（2.745）  4 5.解： （元

32、）收购总量收购总额6268.130.1832060.11664000.21270083201664012700)()(11=+=åå=kiiiikiiiXfXfXX 水果等级 收购单价（元/千克） 收购金额（元） 收购数量  甲 2.00  12700 6350  乙 1.60  16640 10400  丙 1.30  8320 6400 平均价

33、格： 合计  37660 23150 1.6267819  6均值=164；标准差=4；总人数=1200 身高分布通常为钟形分布，按经验法则近似估计：  规格 身高 分布范围 比重 数量（套） 小号 160以下  0.15865 190.38 中号 160-168 均值±1*标准差 0.6827 819.24 大号 168以上&

34、#160;  0.15865 190.38    合计 1200  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（N1/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=)1(PP- 第五章 一、 单项选择题 （1）BC；（3）A；（5）AC。 二、计算题 1.解：     样本平均数&#

35、160; X=425,      S2n-1=72.049,   S14=8.488   XS=Sn=8.4882.191615= 1510.05/2()t-=2.1448 D=/2(n-1)Stna=2.1448×2.1916=4.7005 所求的置信区间为：425-4.70<<425+4.70，即（420.30，429.70）。  2.解：   样本平均数

36、60; X=12.09,      S2n-1=0.005,   S15=0.0707   XS=Sn=0.7007/sqrt(15)=0.01825 t150.025=2.131 (12.09-0.038, 12.09+0.038)   3.解：n=600,p=0.1，n P=605，可以认为n充分大，=0.05，0.02521.96zza=。 0.10.91.960.0122600&

37、#180;D= 因此，一次投掷中发生1点的概率的置信区间为 0.1-0.024<r<0.1+0.024，即（0.076，0.124）。  5.解： 根据已知条件可以计算得：14820yn1ii=å=  8858600yn1i2i=å= 估计量nii11yynm=å)=301*14820= 494（分钟） 估计量的估计方差 2snv()v(y)(1)nNm=-)=301*291537520*)2200301(-=1743.1653 其中

38、 ()÷÷øöççèæ=åå=2n1i2in1i2i2yn-y1-n1y-y1-n1s =()2494*308858600*1301- =291537520=53017.93,       S=230.26  6.已知: N=400,n=80,p=0.1, a=0.05,  Za/2=Z0.025=1.96 x=1.96*sqr

39、t(0.1*0.9/80)=0.0657,    (0.043,0.1657)  7.解： 2(40)0.97524.433c=，2(40)0.02559.342c=，置信度为0.95的置信区间为：         ()()221122212(1)(1),nnnSnSaacc-æö-ç÷ç÷èø=2240124012,(97.064,235.747)59.3

40、4224.433æö´´=ç÷èø 9.解： nNzPPaa-´´´-=D+-´+´´-                             &#

41、160;  241.695= 应抽取242户进行调查。 第六章 一、 单项选择题   1(B） 2(B) 3(A) 4(D) 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，96.1025.0=z，拒绝原假设；显著性水平为0.01时，575.2005.0=z，不能拒绝原假设。 2答：不是。大则

42、小，小则大，因为具有随机性，但其和并不一定为1。     3. 答：（1）拒绝域33.2,(-¥；（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： H0 ：=5     H1 ：¹5 （2）构造检验统计量并计算样本观测值 在H0 ：=5成立条件下： Z=2xnsm-=506.058.42-= -2.3570&

43、#160;（3）确定临界值和拒绝域 Z0.025=1.96 拒绝域为  ()+¥-¥-,96.196.1,U （4）做出检验决策 Z=2.3570> Z0.025=1.96 检验统计量的样本观测值落在拒绝域。 拒绝原假设H0，接受H1假设，认为生产控制水平不正常。 2 3解：=0.05时 （1）提出假设： H0 ：=60    H1 ：¹60 （2）构造检验统计

44、量并计算样本观测值 在H0 ：=60成立条件下： Z=2xnsm-=4004.14606.612-= 2.222 （3）确定临界值和拒绝域  Z0.025=1.96 拒绝域为  ()+¥-¥-,96.196.1,U （4）做出检验决策 Z =2.222> Z0.025=1.96 检验统计量的样本观测值落在拒绝域。 拒绝原假设H0，接受H1假设，认为该县六年级男生体重的数学期望不等于60公斤。 =0.0

45、1时 （1）提出假设： H0 ：=60    H1 ：¹60 （2）构造检验统计量并计算样本观测值 在H0 ：=60成立条件下： Z=2xnsm-=4004.14606.612-= 2.222 （3）确定临界值和拒绝域 Z0.005=2.575 拒绝域为  ()+¥-¥-,575.2575.2,U （4）做出检验决策 Z =2.222<Z0.005=2

46、.575 检验统计量的样本观测值落在接受域。 不能拒绝H0，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。     4     5解：（1）提出假设： H0 ：r=11%    H1 ：r¹11% （2）构造检验统计量并计算样本观测值 在H0 ：r=11%成立条件下： 样本比例p=60012.24900=% Z=()p1nrrr-=

47、0.1220.110.110.894900-´=2.68 （3）确定临界值和拒绝域   Z0.025=1.96 拒绝域为  ()+¥-¥-,96.196.1,U （4）做出检验决策 Z=2.68> Z0.025=1.96 检验统计量的样本观测值落在拒绝域。 拒绝原假设H0，接受H1假设，即能够推翻所作的猜测。 6 7解： （1）提出假设： H0 ：1=2   &

48、#160; H1 ：1¹2 （2）构造检验统计量并计算样本观测值 在H0成立条件下： Z=22212121nsnsyy+-=2002020025626722+-=2.209 （3）确定临界值和拒绝域 Z0.025=1.96 拒绝域为  ()+¥-¥-,96.196.1,U （4）做出检验决策 Z=2.209> Z0.025=1.96 检验统计量的样本观测值落在拒绝域。 拒绝原假设H0，接受H1假设，即两地的教育

49、水平有差异。     8     9解：（1）提出假设： H0 ：r1= r2       H1 ：r1¹ r2 （2）构造检验统计量并计算样本观测值 在H0成立条件下： p=（n1p1+n2p2）/（n1+n2）=（400*0.1+600*0.05）/（400+600）=0.07 Z=211211(1)()nnpppp-+=)

50、60014001(93.0*07.01.005.0+-= -3.036 （3）确定临界值和拒绝域 Z0.05=1.645 拒绝域为()+¥-¥-,645.1645.1,U （4）做出检验决策 Z=3.036>Z0.05=1.645 检验统计量的样本观测值落在拒绝域。 拒绝原假设H0，接受H1假设，即甲乙两地居民对该电视节目的偏好有差异。     10     11解：（一） （1）

51、提出假设： H0 ：1=2        H1 ：1¹2 （2）计算离差平方和 性别i 成绩j 男 510 410  430  380  490  498  430  390  470  420  540  300

52、60;280   410  540  560  524  520  450  390  300  460  450  320   340 女 500 450  490  350  530  310  290&#

53、160; 405  400  520  400  580 550   570  540  310  530  540  370  320  480  410  560  320 m=2  n1=26  n2=24

54、0; n=50 ×å1y=11122  ×å2y=10725 ××åy= 21847 21y×å=4930980    22y×å=5008425    2y××å=9939405 组间变差  SSR=å=×m1iii2yn-n2y××&#

55、160;=26* 22611122）（+24*22410725）（-50*25021847）（ =9550383.76-9545828.18 =4555.58 组内变差  SSE=åå=m1in1j2ijiy-å=×m1iii2yn =9939405-9550383.76 =389021.24 （3）构造检验统计量并计算样本观测值 F=)/()1/(mnSSEmSSR-=)250/(24.389021)12/(58.4555-=0.5621 （4

56、）确定临界值和拒绝域 F0.05（1,48）=4.048 拒绝域为：)+¥,048.4 （5）做出检验决策 临界值规则: F=0.5621< F0.05（1,48）=4.048 检验统计量的样本观测值落在接受域。 不能拒绝H0，即没有显著证据表明性别对成绩有影响。 P-值规则： 根据算得的检验统计量的样本值（F值）算出P-值=0.457075。由于P-值=0.457075>显著水平标准05.0=a，所以不能拒绝0H，即没有得到足以表明性别对成绩有影响的显著证据。 

57、（二）（1）提出假设： H0 ：1=2=3=4          H1 ：1、2、3、4不全相等 （2）计算离差平方和 m=4  n1=11 n2=15  n3=12  n4=12   n=50  ×å1y=5492  ×å2y=6730 ×

58、9;3y=5070    ×å4y=4555    ××åy=  21847      21y×å=2763280 =3098100  23y×å=2237900   24y×å=1840125    2y××

59、å=9939405 组间变差   SSR=å=×m1iii2yn-n2y×× =11*2115492）（+15*2156730）（+12*2125070）（+12*2124555）（-50*25021847）（ =9632609.568-9545828.18         =86781.388 组内变差   SSE=åå=m1in1j2

60、ijiy-å=×m1iii2yn=9939405-9632609.568=306795.432 （3）构造检验统计量并计算样本观测值 F=)/()1/(mnSSEmSSR-=)450/(432.306795)14/(388.86781-=4.3372 （4）确定临界值和拒绝域 F0.05（3,46）=2.816 拒绝域为：)+¥,816.2 （5）做出检验决策 临界值规则:     F=4.3372> F0.05（3,46）=2.

61、816 检验统计量的样本观测值落在拒绝域。 拒绝原假设H0，接受H1假设，即父母文化程度对孩子的学习成绩有影响。 P-值规则： 根据算得的检验统计量的样本值（F值）算出P-值=0.008973。由于P-值=0.008973小于显著水平标准05.0=a，所以拒绝0H，接受H1，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。   12  第七章 一、选择题 1. B、C、D；    3. A、B、D 二、判

62、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2b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å=ttYa2b为2b的任意线性无偏估计量。 

63、;221212)()()(bbbbbb=+=+=ååååttttttttuEaXaauXEaE也即，作为2b的任意线性无偏估计量，必须满足下列约束条件： å=0ta；且å=1ttXa 又因为2vars=tY，所以：  ååå=2222varvar)var(tttttaYaYasb ååååååååååååå-+-=-+-+-=-

64、+-=2222222222222222222)(1)()()(2)()()()()(XXXXXXaXXXXXXXXaXXXXXXXXaXXXXXXXXatttttttttttttttttttssssss 分析此式：由于第二项å-22)(1XXts是常数，所以)var(2b只能通过第一项åå-222)(XXXXattts的处理使之最小化。明显，只有当 å-=2)(XXXXattt时，)var(2b才可以取最小值，即： )var()(1)var(min2222bsb=-=åXXt 所以，2b是标准一元线性回归

65、模型中总体回归系数2b的最优线性无偏估计量。  四、计算题 1. 解： （1）7863.073.42505309.334229)()(22=-=ååXXXXYYtttb 3720.4088.647*7863.08.54921=-=-=XYbb （2）ååå-=2222)()()(YYXXXXYYrtttt 999834.025.262855*73.42505309.3342292= 6340.43)()1(222=-=ååYYret&#

66、160;0889.222=-=åneSte （3）0:,0:2120¹=bbHH Steb 4120.245003204.07863.0222=bbbSt 228.2)10()2(05.02/=-tnta t值远大于临界值2.228，故拒绝零假设，说明2b在5的显著性水平下通过了显著性检验。 （4）41.669800*7863.03720.40=+=fY（万元） 1429.273.425053)88.647800(12110089.2)()(11222=-+=-+=åXXXXnSStfef

67、60;    3767.241.6690667.1*228.214.696)2(2/±=±=-±fefSntYa 即有：         18.46764.466££fY  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“滞后一期的消费”数据到表中。 步骤二：进行回归分析 选择“工具” 

68、“数据分析” “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： 12640.04471.07965.466-+=tttCYC （2）从回归分析的结果可知： 随机误差项的标准差估计值：S442.2165 修正自由度的决定系数：Adjusted R Squares0.9994 各回归系数的t统计量为： 3533.31=bt；6603.152=bt；9389.43=bt 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。&#

69、160;（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fC 步骤四：计算t临界值 步骤五：计算预测估计误差的估计值feS 步骤六：计算置信区间上下限 最终得出fC的区间预测结果：33.5866205.56380££fC 第九章 一、选择题 .C     3.B     

70、;5.C 二、判断分析题 1.正确；  3.正确。 5.错误。前10年的平均增长速度为7.177%，后4年的平均增长速度为8.775%。这14年间总的增长速度为180%(即2004年比1990年增长180%)。 三、计算题 1. 解：第一季度的月平均商品流转次数为： 61.11530333.2466)14/()215601510131021980(3/)234021702880(=-+=第一季度的平均库存额额第一季度的月平均销售 第一季度的平均商品流通费用率为： %48.8333.24

71、662093/)234021702880(3/202195230=+=）（额第一季度的月平均销售费用第一季度的月平均流通 3.解：平均增长速度=%8078.6139.15=-，增长最快的是头两年。   第一年 第二年 第三年 第四年 第五年 环比增长速度（%） 7 7.48 6.6 6.1 6.9 定基增长速度（%） 7 15 22.59 30 39  5.解：两种方法计算的各

72、月季节指数(%)如下： 月份 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 同期平均法 49.94 55.01 123.05 92.49 81.61 137.02 65.28 72.22 188.57 138.11 99.41 97.29 趋势剔除法 52.59 57.93 125.14&#

73、160;94.37 83.17 137.37 61.77 66.74 189.39 142.24 93.98 95.30  7.解：对全社会固定资产投资额，二次曲线和指数曲线拟合的趋势方程和预测值(单位：亿元)分别为：  269.14708.2862.2727ttyt+-=，R2=0.9806，2005年预测值=56081.60； tttey)19244.1(2.21692.2169176.0=，R2=0.9664，2005年预测值=73287.57。 国

74、有经济固定资产投资额，可用二次曲线和直线来拟合其长期趋势，趋势方程和预测值(单位：亿元)分别为： 2075.3039.55777.186ttyt+=，R2=0.9792，2005年预测值=23364.57； tyt9.11585.1918+-=，R2=0.9638，2005年预测值=21259.50。 9.解：加权移动平均的预测值为： 9530123451963029810310155495705918026=+´+´+´+´+´=y 二次指数平滑预测的结果为： 1.9372107.5

75、418.94261252526=´-=´+=bay 一阶自回归模型预测的结果为： 84.9205918083754.02228.151726=´+=y。 一、选择题   1.D；   3.A ；   5.B；   7.D；     9.C。 二、判断分析题 1.实际收入水平只提高了9.1(=120%/110%-100%)。 3.

76、不正确。对于总指数而言，只有当各期指数的权数固定不变时，定基指数才等于相应环比指数的连乘积。 5.同度量因素与指数化指标的乘积是一个同度量、可加总的总量。同度量因素具有权衡影响轻重的作用，故又称为权数。平均指数中的权数一般是基期和报告期总量（总值），或是固定的比重权数。 7.将各因素合理排序，才便于确定各个因素固定的时期；便于指标的合并与细分；也便于大家都按统一的方法进行分析，以保证分析结果的规范性和可比性。“连锁替代法”适用于按“先数量指标、后质量指标”的原则对各个因素进行合理排序的情况。 三、计算题 1.解：分别按不同公式计算产量指数和出厂价格指数，

77、计算结果如下：   拉氏指数 帕氏指数 理想指数 马埃指数 产量指数 113.00% 112.37% 112.68% 112.66% 出厂价格指数 114.00% 113.36% 113.68% 113.66% 拉氏指数较大，帕氏指数较小，而理想指数和马埃指数都居中且二者很接近。 3. 解：%75.10354.30531702.12295.011010.118522110185/1110111=+=

78、9;å=PqpppqIp 农产品收购价格提高使农民收入增加11.46 (=317-305.54) 万元。  5.解：已知各部门生产量增长率（从而可知类指数），可采用比重权数加权的算术平均指数公式计算工业生产指数，即： %77.108%2705.1%1814.1%251.1%3008.1=´+´+´+´。  7.解：先分别计算出基期总成本（00pqå=342000）、报告期总成本（11pqå=362100）和假定的总成本(01pqå=36

79、0000)。 总成本指数：%88.1053420003621000011=åå=pqpqIqp 总成本增加额：åå-0011pqpq=362100-342000=20100(元) 产量指数：%26.1053420003600000001=åå=pqpqIq 产量变动的影响额：å-å0001pqpq=360000-342000=18000(元) 单位成本指数：%58.1003600003621000111=åå=pqpqIp 单位成本的影

80、响额：åå-0111pqpq=362100-360000=2100(元) 三者的相对数关系和绝对数关系分别为： 105.88%=105.26%×100.58%，20100=18000+2100(元) 计算结果表示：两种产品的总成本增加了5.88%，即增加了20100元。其中，由于产量增加而使总成本增加5.26%，即增加了18000元；由于单位成本提高而使总成本增加了0.58%，即增加了2100元。  9.解：先计算出基期总平均价格0x=26.2（元），报告期总平均价格1x=32.7692（元），假定的总平均价格11

81、0ffxåå=28.3846（元）。再计算对总平均价格进行因素分析所需的三个指数以及这三个指数分子分母的绝对数差额。详细计算过程和文字说明此不赘述。三者的相对数关系和绝对数关系分别为：125.07%=115.45%×108.34%，6.5692=4.3846+2.1846(元)。 产品质量变化体现在产品的等级结构变化方面，因此，根据结构影响指数可知，质量变化使总平均价格上升8.34，即提高了2.1846元，按报告期销售量计算，质量变化使总收入增加了28400(元)，即：2.1846（元）×130（百件）=284 (百元)=28400(

82、元)  第十一章 一、选择题     1A.B.C.D。   3. B.C。 二、计算题 1解： （1）根据最大的最大收益值准则，应该选择方案一。 （2）根据最大的最小收益值准则，应该选择方案三。 （3）在市场需求大的情况下，采用方案一可获得最大收益，故有：          400),(max1=qiiaQ 在市场需

83、求中的情况下，采用方案二可获得最大收益，故有：          200),(max2=qiiaQ 在市场需求小的情况下，采用方案三可获得最大收益，故有：          0),(max3=qiiaQ 根据后悔值计算公式ijjiiijqaQr-=),(maxq，可以求得其决策问题的后悔矩阵，如下表：      

84、60;           后悔矩阵表 状态 需求大 需求中 需求小 方案 方案一 0 100 140 方案二 200 0 20 方案三 400 200 0 根据最小的最大后悔值准则，应选择方案一。 （4）   00)6.01(06.0)(112)20()6.01(20

85、06.0)(184)140()6.01(4006.0)(321=´-+´=-´-+´=-´-+´=aQEaQEaQE  由于在所有可选择的方案中，方案一的期望收益值最大，所以根据折中原则，应该选择方案一 )000(31)(67.126)20200200(31)(120)140100400(31)(321=+=-+=-+=aQEaQEaQE 因为方案二的期望收益值最大，所以按等可能性准则，应选择方案二。 3解：设由于飞机自身结构有缺陷造成的航空事故为1q,由于其它原因造成的航空事故为2q，被判定属于结构缺陷造成的航空事故为ke，则根据已知的条件有： )(1qP