设随机变量 X sim N(mu, sigma^2)，利用切比雪夫不等式估计 P|X-mu|A. leq (1)/(9);B. geq (1)/(9);C. geq (8)/(9);D. leq (8)/(9);

2.[判断题]图表的作用是将数据更加可视化地输出。A. 对B. 错

变量间存在着密切的关系，但从一个变量的每一个确定的值不能求出另一个变量的确定值的非不确定性关系（）A. 对B. 错

5.下列情况下,可用Z检验的有 () 。-|||-A.单个正态总体均值的检验,其中总体方差已知-|||-B.单个正态总体均值的检验,其中总体方差未知且小样本-|||-C.单个正态总体均值的检验,其中总体方差未知且大样本-|||-D.大样本下,单个总体均值的检验,其中方差已知-|||-E.大样本下,单个总体均值的检验,其中方差未知

当样本例数相同时，计量资料的成组t检验与配对t检验相比，一般情况下为（）A. 成组t检验效率高一些B. 配对t检验效率高一些C. 二者效率相等D. 大样本时二者效率一致E. 与两组样本均数的大小有关

欲对某地25名7～10岁儿童体重与肺活量回归系数进行假设检验，不可采用（）。A. 回归系数t检验法B. 回归系数F检验法C. 相关系数t检验法D. 查相关系数界值表法E. 回归系数的秩和检验

设X1,X2,···,Xn是来自正态总体N(μ,σ^2)的简单随机样-|||-本,X是样本均值,记-|||-({S)_(1)}^2=dfrac (1)(n-1)sum _(i=1)^n(({X)_(i)-overline (X))}^2, ({S)_(2)}^2=dfrac (1)(n)sum _(i=1)^n(({X)_(i)-overline (X))}^2,-|||-({S)_(3)}^2=dfrac (1)(n-1)sum _(i=1)^n(({X)_(i)-mu )}^2, ({S)_(4)}^2=dfrac (1)(n)sum _(i=1)^n(({X)_(i)-mu )}^2,-|||-则服从自由度为 n-1 的t分布的随机变量是 () .-|||-(A) =dfrac (overline {X)-mu }({S)_(1)/sqrt (n-1)}; (B) =dfrac (X-mu )({S)_(2)sqrt (n-1)}-|||-(C) =dfrac (overline {X)-mu }({S)_(3)sqrt (n-1)}; (D) =dfrac (X-mu )({S)_(4)sqrt (n-1)}

为研究某种汽车轮胎的磨损特性,随机地选择16只轮胎,每只轮胎行驶-|||-到磨坏为止,记录所行驶的路程(以km计)如下:-|||-41250 40 187 43 175 41010 39 265 41 872 42 654 41 287-|||-38 970 40 200 42 550 41 095 40 680 43 500 39 775 40 400-|||-假设这些数据来自正态总体N(μ,σ ^2),其中μ,σ^2未知,试求μ的置信水平为-|||-0.95的单侧置信下限.

研究血清低密度脂蛋白LDL与载脂蛋白B-100的数量依存关系,应绘制的图形是( )A. 直方图B. 箱式图C. 线图D. 散点图E. 条图

8.7 某种电子元件的寿命x服从正态分布。现测得16只元件的寿命（单位：小时）如下：159 280 101 212 224 379 179 264222 362 168 250 149 260 485 170是否有理由认为元件的平均寿命显著地大于225小时（α=0.05）？

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