1樓：假面
第乙個是標準正太，第二個是 t（n-1）
樣本方差可以理解成是對所給總體方差的乙個無偏估計。e(s^2)=dx。
n-1的使用稱為貝塞爾校正，也用於樣本協方差和樣本標準偏差。 平方根是乙個凹函式，因此引入負偏差，這取決於分布，因此校正樣本標準偏差有偏差。
2樓：阿傑
第乙個 標準正太 第二個 t（n-1）
設x1，x2，…，xn（n≥2）為來自總體n（0，1）的簡單隨機樣本，.x為樣本均值，s2為樣本方差，則（ ）a
3樓：楊必宇
答案如下圖所du示：
方程zhi的同解原理：
⒈方程的兩邊都加或減同dao乙個數或同乙個等式專所得的方程與原方程是同屬解方程。
⒉方程的兩邊同乘或同除同乙個不為0的數所得的方程與原方程是同解方程。
整式方程：方程的兩邊都是關於未知數的整式的方程叫做整式方程。
分式方程：分母中含有未知數的方程叫做分式方程。
4樓：絕對英雄
你好，由於你提問的問題過於複雜，我暫時無法幫你解答，很遺憾。
設x1,x2,…xn是取自總體x的乙個簡單隨機樣本，xba和s^2分別為樣本均值和樣本方差，證明:
5樓：匿名使用者
因為.x與s2分別為總體均值與方差的無偏估計，且二項分布的期望為np，方差為np（1-p），故e（.x）=np，e（s2）=np（1-p）．從而，由期望的性質可得，e（t）=e（.
x）-e（s2）=np-np（1-p）=np2．故答案為：np2。
6樓：闞化
樣本均值的期望等於總體期望，此題中為np 樣本方差的期望等於總體方差，此題為np（1-p） 所以t的期望等於np-np（1-p）
7樓：暚月
e=nexi^2-nex拔=σ^2+nμ^2-nμ exi^2=dxi+(exi)^2 e=σ^2
在總體n(u,a^2)中抽取一容量為16的樣本，這裡u,a^2均未知，求p(s^2/a^2<2.041),求d(s^2)
8樓：格仔裡兮
d(s^62616964757a686964616fe59b9ee7ad94313334313534322)=2*a^4/15。
15*s^2/a^2 符合x^2(15)分布，p(s^2/a^2<2.014)=1-p(15*s^2/a^2>15*2.014)=1-p(15*s^2/a^2>30.
6)，查表，=1-x^2(15)，上分位點b=0.01，所以p=1-0.01=0.
99。d(15*s^2/a^2)=15^2/a^4*d(s^2)，d(15*s^2/a^2）=2n=2*15，所以d(s^2)=2*a^4/15。
9樓：軒葉羽
^^^15*s^2/a^bai2 符合x^2(15)分布du,p(s^zhi2/a^2<2.014)=1-p(15*s^2/a^2>15*2.014)=1-p(15*s^2/a^2>30.
6)，查表，=1-x^2(15),上分位dao點b=0.01,所以p=1-0.01=0.
99.d(15*s^2/a^2)=15^2/a^4*d(s^2),d(15*s^2/a^2）=2n=2*15,所以d(s^2)=2*a^4/15
設總體x~(μ ,σ^2),(x1,x2,....xn)是來自總體的乙個樣本，則σ^2的無偏估計量是
10樓：
e(a)
=(1/(n-1))e(∑(xi-x)^2)以下僅為記憶方法，可跳過
(xi-u)/σ~n(0,1)
=>∑(xi-u)^2/σ^2~χ(n)
鑑於樣本均值x的約束性
=>∑(xi-x)^2/σ^2~χ(n-1)
=>e(∑(xi-x)^2/σ^2)=e(χ(n-1))=n-1=>
e∑(xi-x)^2=(n-1)σ^2
代入得到
e(a)=σ^2
=>無偏估計
設在總體n(μ,σ^2)中抽取一容量為16的樣本，這裡μ,σ^2均未知，s^2是樣本方差，求d(s^2)
11樓：angela韓雪倩
根據抽樣分布的知識，15*s^2/σ^2服從自由度為15的卡方分布，所以d(15*s^2/σ^2)=2×15（卡方分布的性質），的式子即得d(s²) =2σ^4/15。
樣本容量的大小與推斷估計的準確性有著直接的聯絡，即在總體既定的情況下，樣本容量越大其統計估計量的代表性誤差就越小，反之，樣本容量越小其估計誤差也就越大。
在假設檢驗裡樣本容量越大越好。但實際上不可能無窮大，就像研究中國人的身高不可能把所有中國人的身高全部測量一次一樣。
12樓：匿名使用者
d(15*s^2/σ^2)變成（15^2)/(σ^4)*d(s^2) 是因為σ作為總體引數，是常量，所以計算的時候可以先放到外面去。
設總體x服從正態分佈n（u,σ^2) ，x1,x2,x3,...,xn 是它的乙個樣本，則樣本均值a的方差是 ? (需要過程）
13樓：drar_迪麗熱巴
方差d(x)=d（x1+x2...xn）/n^2=σ^2/n
解題過程如下：
正態分佈的規律,均值x服從n（u,（σ^2）/n）
因為x1,x2,x3,...,xn都服從n（u,σ^2) ,正太分布可加性x1+x2...xn服從n（nu,nσ^2).
均值x=（x1+x2...xn）/n,所以x期望為u,方差d(x)=d（x1+x2...xn）/n^2=σ^2/n
若隨機變數x服從乙個數學期望為μ、方差為σ^2的正態分佈，記為n(μ，σ^2)。其概率密度函式為正態分佈的期望值μ決定了其位置，其標準差σ決定了分布的幅度。當μ = 0,σ = 1時的正態分佈是標準正態分佈。
正太分布分布曲線
圖形特徵
集中性：正態曲線的高峰位於正**，即均數所在的位置。
對稱性：正態曲線以均數為中心，左右對稱，曲線兩端永遠不與橫軸相交。
均勻變動性：正態曲線由均數所在處開始，分別向左右兩側逐漸均勻下降。
曲線與橫軸間的面積總等於1，相當於概率密度函式的函式從正無窮到負無窮積分的概率為1。即頻率的總和為100%。
14樓：匿名使用者
^正態分佈的規律，均值x服從n（u，（σ^2）/n）
因為x1,x2,x3,...,xn都服從n（u,σ^2) ，正太分布可加性x1+x2...xn服從n（nu,nσ^2)。
均值x=（x1+x2...xn）/n，所以x期望為u，方差d(x)=d（x1+x2...xn）/n^2=σ^2/n
設總體x服從正態分佈x~n（μ，σ^2)，x1，x2，...,xn為來自該總體的乙個樣本，則樣本均值是
15樓：假面
u=n^(1/2)*(xˉ-μ)/σ服從標準正態分佈即u n(0,1)
因此d(u)=1
正態曲線由均數所在處開始，分別向左右兩側逐漸均勻下降。曲線與橫軸間的面積總等於1，相當於概率密度函式的函式從正無窮到負無窮積分的概率為1。即頻率的總和為100%。
16樓：匿名使用者
樣本均值？ 那不直接是(x1+....+xn)/n 不過應該不是問這個吧 可以說詳細點？
設X1,X2X6為來自正態總體N 02 的樣本,隨機變數Y c X1 X2 X3 2 X4 X5 X
服從卡方分布，可以從x2的定義中知道，自由度為6，因為從x1到x6 c的值不太清楚。服從卡方分布，可以知道，從x2，6個自由度的定義，因為這個值是不明確的，從x1到5233 設 x1，x2，x6 為取自正態總體n 0，1 的樣本。令y x1 x2 x3 2 根據線性關係有復 制x1 x2 x3 n ...
設總體X服從正態分佈X N2 ，X1，X2Xn為來自該總體的樣本
u n 1 2 x 服從標準正態分佈，即 u n 0,1 因此，d u 1。設總體x服從正態分佈x n 2 x1，x2，xn為來自該總體的乙個樣本，則樣本均值是 u n 1 2 x 服從標準正態分佈即u n 0,1 因此d u 1 正態曲線由均數所在處開始，分別向左右兩側逐漸均勻下降。曲線與橫軸間的...
設總體X服從正態分佈N（u2X1,X2,X
答案是總體的方差。s是樣本的標準差，開平方後是樣本標準差 s是樣本的標準偏差。一般是用來代替總體標準偏差 的。我想問的是d是什麼。微分符號？設總體x服從正態分佈n u,2 x1,x2,x3,xn 是它的乙個樣本，則樣本均值a的方差是 需要過程 方差d x d x1 x2.xn n 2 2 n 解題過...