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文档简介
统计学导论习题参考解答
第一章(15-16)
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.Bo
三、分析问答题
1.答:定类尺度的数学特征是“=”或"H",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。
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
*小志。
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(45-46)
一、单项选择题
1.C;2.A;3.Ao
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:这种说法不对一。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.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。
居民户月消费品次(频)频率
支出额(元)数(%)
800以下12
800-85048
850-9001224
900-9501836
950-1000816
1000-105048
1050-110012
1100以上24
合计50100.00
(2)主要操作步骤:
①将下表数据输入到Excelo
向上向下
组限
累计累计
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。
(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:
①次数和频率分布数列输入到Excelo
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。
第三章(74-76)
单项选择题
1.D;2.A;3.B;4.B;5.A6.C。
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。
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K=2-3=34800=048,属于尖顶分布。
o-4(100xlO%)4
4.答:股票A平均收益的标准差系数为2.71/5.63=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=60()X1200+7()()X18()0=660
1200+1800
报告期总平均成本=继X2400+700X幽=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。
基期报告期总成本
单位成本产量单位成本产量(吨)基期报告期
(元)(吨)(元)
甲企
业600120060024007200001440000
乙企
业7001800700160012600001120000
合
计—3000—400019800002560000
总平均成
本660640
2.
甲乙
班班甲班乙班全部
6091平均72.704平均76.018平均74.391
标准误
7974标准误差1.998差1.905标准误差1.382
4862中位数74.5中位数78.5中位数76.5
7672众数78众数60众数78
(样本)标准
6790差14.681标准差14.257标准差14.496
(样本)方
5894差215.533方差203.254方差210.130
6576峰度1.664峰度-0.305峰度0.685
7883偏度-0.830偏度-0.5905偏度-0.700
6492区域74区域58区域74
7585最小值25最小值41最小值25
7694最大值99最大值99最大值99
7883求和3926求和4257求和8183
8477观测数54观测数56观测数110
4882总体方差211.542199.625208.22
2584组内方差平均数205.475
9060组间方差2.745
9860
7051全班:
离差平方
7760成绩人数f组中值Xxf和
787840以下235703273.14
687840-504451803709.917
748050-607553852928.719
957060-70226514302404.545
859370-80337524756.818182
688480-90238519552095.661
808190以上199518057258.471
9281合计110—830021677.27
8882全班平均成方差:标准
绩:差:
738575.455197.06614.038
6578
离差平方
7280成绩人数f组中值Xxf利」
747240以下235703273.14
996440-50245901854.959
694150-603551651255.165
727560-7013658451420.868
747870-80197514253.92562
856180-90885680728.9256
674290以上7956652674.174
3353合计54—394011211.16
平均成标准
9492甲班绩:方差:差:
577572.963207.61414.409
平均成标准
6081乙班绩:方左:差:
618177.857186.89513.671
7862
离差平方
8388成绩人数f组中值Xxf和
667940以下03500
779840-50245901854.959
829550-604552201673.554
946060-70965585983.678
557170-80147510502.893
769980-90158512751366.736
755390以上129511404584.298
8054合计56—436010466.12
6190
60
93
f(x,.-x)2
3.解:根据总体方差的计算公式/=0二一可得:
n
11423.259311178.9821
。2甲=-------=2O1111.5C4/118O;。2乙=-------=1i9n9n.6247
5456
全部学生成绩的方差o•屋部=22904-193=208.2199
110
—左07”,211.5418x54+199.6247x56皿c
ar-=―,---=---------------------=205.4749
加110
2(…)2",
(72.7037-74.3909)2x54+(76.0179-74.3909)2x56=2745
出二——
110
/=1
总体方差(208.2199)=组内方差平均数(205.4749)+组间方差
(2.745)
4.
k
5解..一收购总额__12700+16640+8320
“"一收购总量一.(X/)一12700।16640।8320=1.6268(元)
上X,2.001.601.30
水果等收购单价(元/收购金额收购数
旦
级千克)(元)里
甲2.00127006350
乙1.601664010400
丙1.3083206400平均价格:
—37660231501.6267819
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:
规数量
格身高分布范围比重(套)
小160以
号下0.15865190.38
中均值土1*标准
号160T68差0.6827819.24
大168以
号上0.15865190.38
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N”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(bP);标准差
二/PQ-P)0
第五章
单项选择题
(1)BC;(3)A;(5)ACo
二、计算题
1.解:
2
样本平均数X=425,Sn-i=72.049,S14=8.488
苧二等2.⑼6
V15
*t0.05/2心1)—_42••1L4=匕48°
A==%/今=2.1448X2.⑼6=4.7005
"yjn
所求艮的置信区间为:425-4.70<H<425+4.70,即(420.30,
429.70)o
2.解:
2==
样本平均数X=12.09,Sn-i0.005,Si50.0707
S『=3=0.7007/sqrt(15)=0.01825
yhi
t*0.025=2.131
(12.09-0.038,12.09+0.038)
3.解:
n=600,p=0.1,nP=60》5,可以认为n充分大,a=0.05,
Z%=ZO.025=1・96。
△=1.96同包5=0.0122
V600
因此,一次投掷中发生1点的概率的置信区间为
0.1-0.024<p<0.1+0.024,即(0.076,0.124)。
5.解:
根据已知条件可以计算得:^yi=148202y:=8858600
i=li=l
估计量
//=y=—V'y>=—*14820—494(分钟)
n仁30
估计量的估计方差
v(/i)=v(y)=-(l--)=—*^^*(l--)=1743.1653
nN30292200
/2、
其中s2(y,-yF之y;-ny
nTi=in-11i=i,
=*(8858600—30*4942)
=153752O=530]7.93s=230.26
29
6.已知:N=400,n=80,p=0.1,a=0.05,Za/2=Z0.025=1.96
△s=l.96*sqrt(0.1*0.9/80)=0.0657,(0.043,0.1657)
7.解:
(4<),
ZO.975=24.433,总025"°)=59.342,置信度为0.95的置信区间为:
、
'(〃-西(«-1)52’40x12240x122、
=(97.064,235.747)
{n}、59.342'24.433,
Z\-a/2~'
9.解:
敞%2P(1-尸)_1500x1.962x0.25x(1—0.25)
〃-NAj+z_2p(]_p)-j500x0052+i962x025x(1-0.25)
=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,z。®=196,拒绝原假设;显著性
水平为0.01时,Zo,005=2.575,不能拒绝原假设。
2.答:不是。a大则B小,a小则B大,因为具有随机性,但其
和并不一定为1O
3.答:(1)拒绝域SL2.33];(2)样本均值为23,24,25.5时,
犯第一类错误的概率都是0.Olo
三、计算题
1.解:⑴提出假设:
Ho:u=5Hi:u^5
(2)构造检验统计量并计算样本观测值
在Ho:P=5成立条件下:
Z=x-〃=4.8-5=-2.3570
£恒
VnV1(T
(3)确定临界值和拒绝域
Zo.025=1.96
••♦拒绝域为(-00,-1.96]U[1.96,+oo)
(4)做出检验决策
V|Z|=2.3570>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,认为生产控制水平不正常。
2.
3.解:a=0.05时
(1)提出假设:
Ho:M=60H,:P760
(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:
7-x—!~i—61.6—60—ex”2
(3)确定临界值和拒绝域Z。.。25=1.96
拒绝域为(-oo,-1.96]U[1.96,+8)
(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:
Ho:U=60Hi:uW60
(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
(3)确定临界值和拒绝域
Zo.005=2.575
...拒绝域为(-00,-2.575]U[2.575,+oo)
(4)做出检验决策
VZ=2.2224*2.575
检验统计量的样本观测值落在接受域。
...不能拒绝H。,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:
Ho:0=11%Hi:P*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。=侬=12.2%
4900
Z=P-P=0122一°」1=2,68
以1-0-11x0.89
V-n-V4900
(3)确定临界值和拒绝域Zo,O25=l.96
•••拒绝域为(-OO,-1.96]U[1.96,+OO)
(4)做出检验决策
VZ=2.68>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,即能够推翻所作的猜测。
6.
7.解:(1)提出假设:
Ho:ui=u2Hi:uiwu2
(2)构造检验统计量并计算样本观测值
在H。成立条件下:
-2
v-y>Y-67-62-oonn
(3)确定临界值和拒绝域
Zo.025=1.96
二.拒绝域为(-8,-1.96]u[1.96,+8)
(4)做出检验决策
VZ=2.209>Zo.o25=l.96
检验统计量的样本观测值落在拒绝域。
,拒绝原假设Ho,接受乩假设,即两地的教育水平有差异。
8.
9.解:(1)提出假设:
Ho:i=piHi:p、丰p2
(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=P2-Pi=0.05-0.1=-3.036
Jp(l-P)(-+-)Jo.O7*0.93(—+—)
Vnin:V400600
(3)确定临界值和拒绝域
Zo.05=1.645
:.拒绝域为{-00,-1.645]U[1.645,+oo)
(4)做出检验决策
V|Z|=3.O36>ZO.O5=1.645
检验统计量的样本观测值落在拒绝域。
拒绝原假设H。,接受用假设,即甲乙两地居民对该电视节
目的偏好有差异。
10.
11.解:(一)
(1)提出假设:
Ho:ui=u2H1:P比R2
(2)计算离差平方和
性别i成绩j
510410430380490498430390470
420540300
男
280410540560524520450390
300460450320340
500450490350530310290405400
520400580
女
550570540310530540370320
480410560320
m=2ni=26山=24n=50Zy,.=11122Xy2.=10725Zy-=
21847
Zyj1=4930980Zy;=5008425Ey?=9939405
组间变差SSR=^niyi-ny-
i=l
…11122.^,10725.2二〜/21847、2
=26*(z---->+24*(---->-50*(----)2
262450
=9550383.76-9545828.18
=4555.58
mnim
组内变差
i=lj=li=l
=9939405-9550383.76
=389021.24
(3)构造检验统计量并计算样本观测值
F-SSR/(M-1)_4555.58/(2-1)§621
SSE/(n-m)389021.24/(50-2),
(4)确定临界值和拒绝域
FO,O5(1,48)=4.048
二.拒绝域为:[4.048,+oo)
(5)做出检验决策
临界值规则:
VF=0.5621<FO,O5(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。
Z2值规则:
根据算得的检验统计量的样本值(分值)算出P-值=0.457075。
由于尸值=0.457075》显著水平标准a=o05,所以不能拒绝即没有
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:口1=P2=R3=U4Hl:P1、R2、P3、P-1
不全相等
(2)计算离差平方和
m=4ni=lln2=15n3=12n4=12n=50Xyi-=5492
Zy2=6730
Zy3=5070Zy4=4555Zy.=21847Zy;=2763280
Zy;=3098100Zyj=2237900Eyl=1840125
Xy2=9939405
组间变差
SSR=^niyi_ny
i=l
=11*(5492y+15*(673°y+12*(507°y+12*(4555)2-50*(218471
1115121250
=9632609.568-9545828.18
=86781.388
组内变差
SSE=££y^-£n^=9939405-9632609.568=306795.432
i=lj=li=l
(3)构造检验统计量并计算样本观测值
口_SSR/(m—l)_86781.388/(4-1)_AQQ7Q
SSE/(n-m)306795.432/(50-4),
(4)确定临界值和拒绝域
FO.O5(3,46)=2.816
二.拒绝域为:[2.816,+8)
(5)做出检验决策
临界值规则:
VF=4.3372>F0,05(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H。,接受用假设,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(/值)算出P-值=0.008973。
由于R值=0.008973小于显著水平标准a=O.O5,所以拒绝H0,接受H”
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:
教材中已经证明园是现行无偏估计量。此处只要证明它在线形无
偏估计量中具有最小方差。
设瓦=为四的任意线性无偏估计量。
E(BI)=E%E(B[+0?X,+%)=0>%+I+^a,E(u,)=也即,
作为四的任意线性无偏估计量,必须满足下列约束条件:
=0;且Z",X,=1
又因为vary;=",所以:
var(A)=varZ*=ZajvarL"'a」
rX[—XX-XJ
=cr>[a,-——+=r-11———Y
乙fZ(Z—X)?E(X,-X)2」
_2y*[_Xt-X22Z(X/_X)2
「Zdb+"【z(x-K)2]2
+2(T2V[a,-J
乙L'£(X,-X)2」£(X,-X)2」
乙(Z(X,-X)2,Z(X,-X)2
分析此式:由于第二项日1_,是常数,所以var(/,)只能通
Z(x,-X)
过第一项丁七-的处理使之最小化。明显,只有当
Z(x,-X)
xt-x时,var(4)才可以取最小值,即:
Z(X,-T)2
1
minvar(员)=(j2var(A)
Z(x-
所以,自是标准一元线性回归模型中总体回归系数力,的最优线性
无偏估计量。
四、计算题
1.解:
£(匕—R(X,一歹)—334229.09
(1)A0.7863
Z(X,一手「425053.73
B\=Y-p2x=549.8-0.7863*647.88=40.3720
z9x2【工(匕-7)区一方]2
\乙)r~—2—?
Y(x,-x)2Y(y,-y)2
2
=-------3--3--4-2--2-9---0--9----------=0§99834
425053.73*262855.25
Z/=(1_/)Z(y-y)2=43.6340
S=2.0889
,Vn-2
(3)Ho:瓦=0,H\邙尹金
S«2.0889
s%0.003204
江(X,—打V425053.73
A0.7863
d=-----------=2…45.4…120八
S,0.003204
Pl
*2(〃-2)=小5(10)=2.228
t值远大于临界值2.228,故拒绝零假设,说明色在5%的显著性
水平下通过了显著性检验。_
(4)Yf=40.3720+0.7863*800=669.41(万元)
%=S卜★出第)2.0089尺+气""
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I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”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,=466.7965+0.44711;+0.2640C,.,
(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"=15.6603;%=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g
步骤四:计算t临界值
步骤五:计算预测估计误差的估计值S,
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
第九章
一、选择题
1.C3.B5.C
二、判断分析题
L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%)o
三、计算题
1.解:第一季度的月平均商品流转次数为:
第一季度的月平均销售额—(2880+2170+2340)/3_2466.333
第一季度的平均库存额+
22
第一季度的平均商品流通费用率为:
第一季度的月平均流通费用=(230+195+202)/3=.生一=848%
第一季度的月平均销售额(2880+2170+2340)/32466.333,
3.解:平均增长速度=VT药-1=6.8078%,增长最快的是头两年。
第一第二弟二第四第五
年年年年年
环比增长速
度(%)77.486.66.16.9
定基增长速
度(%)71522.593039
5.解:两种方法计算的各月季节指数闾如下:
月份123456789101112
同期
49.55.12392.81.13765.72.18813899.97.
平均
9401.054961.022822.57.114129
法
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:
1=2727.2-286.08r+147.69b,R2=0.9806,2005年预测值=56081.60;
.=2169.2e°,76,=2169.2(1.19244)',*=0.9664,2005年预测值
=73287.57O
国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:
克=186.77+557.3%+30.075产,R-0.9792,2005年预测值=23364.57;
■=-1918.5+1158.%,R2=0.9638,2005年预测值=21259.50。
9.解:加权移动平均的预测值为:
9180x5+9570x4+10155x3+9810x2+9630x1
二次指数平滑预测的结果为:
%6=。25+砥x1=9426.18-54.07x1=9372.1
二阶自回归模型预测的结果为:
y26=1517.2228+0.83754x9180=9205.84。
第十章
一、选择题
1.D;3.A;5.B;7.D;9.Co
二、判断分析题
1.实际收入水平只提高了9.1%(=120%/110%-100%)O
3.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,计算结果
如下:
拉氏指帕氏指理想指马埃指
数数数数
113.00112.37112.68112.66
产量指数%%%%
出厂.价格114.00113.36113.68113.66
指数%%%%
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:185+110+22317
185।110।豆~=305.54=
L10+(X95+L02
农产品收购价格提高使农民收入增加11.46(=317-305.54)万
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:
1.08x30%+1.1x25%+1.14x18%+1.05x27%=108.77%。
7.解:先分别计算出基期总成本(温必。=342000)、报告期总成本
(Z?.p,=362100)和假定的总成本(Z孙p°=360000)。
362100
总成本指数:i=105.88%
llpXgopo342000
总成本增加额:Zq、P「£q°P。=362100-342000=20100(元)
360000
产量指数:「景=105.26%
342000
产量变动的影响额:Z%p0T%p。=360000-342000=18000(元)
单位成本指数:/.=芸包粤=100.58%
PZ%Po360000
单位成本的影响额:=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%X100.58%,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为=26.2(元),报告期总平均价
格司=32.7692(元),假定的总平均价格萼=28.3846(元)。再计算
乙jl
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%X108.34%,
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)X130(百件)=284(百元)=28400(元)
第十一章
一、选择题1.A.B.C.Do3.B.Co
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:
maxQ(q,a)=400
在市场需求中的情况下,采用方案二可获得最大收益,故
有:
max。®,%)=200
在市场需求小的情况下,采用方案三可获得最大收益,故
有:
maxQ(a,0)=。
根据后悔值计算公式%=m,axQ@,4)-,可以求得其决策问
题的后悔矩阵,如下表:’
后悔矩阵表
状态需求大需求中需求小
方案一0100140
方案方案二200020
方案三4002000
根据最小的最大后悔值准则,应选择方案一。
E(Q(%))=0.6x400+(1-0.6)x(-140)=184
(4)E(Q(a2))=0.6x200+(1-0.6)x(-20)=112
E(Q(a3))=0.6x0+(1—0.6)x0=0
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
E(2(“i))=%(400+100-140)=120
(5)E(Q(〃2))=%(200+200-20)=126.67
颐。(。3))=%(0+0+。)=0
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
--------O
3.解:设由于飞机自身结构有缺陷造成的航空事故为用由于其
它原因造成的航空事故为务,被判定属于结构缺陷造成的航空事故为
则根据已知的条件有:
尸的)=0.35,p(%)=0.65,户口/用)=0.80,p(//%)=0.30
当某次航空事故被判断为结构缺陷引起的事故时,该事故确实属
于结构
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