单项选择题
在包含3个生命体的死亡研究中，1人在t=3时死亡，1人在t=4时退出研究，1人在t=5时死亡。假设采用乘积极限估计方法估计生存分布函数S （3），则该乘积极限估计量的均方误差的Bootstrap 近似值为（）。
A.0.066
B.0.070
C.0.074
D.0.078
E.0.082
点击查看答案
相关考题
- 单项选择题 可信性标准是使得实际索赔次数低于期望索赔次数的110%的概率为95%，假设索赔次数服从泊松分布，则完全可信性时所需的期望最低索赔次数为（）。
- 单项选择题 某团体由100人构成，每人有相同的死亡概率q=0.01，且每个人的死亡相互独立。现采用反函数法模拟该团体过去3年的死亡经验，假设下面三个[0，1]上的均匀分布随机数：0.12，0.35，0.68。分别被用来模拟该团体过去三年的死亡数，则三年内总死亡数的模拟值为（）。
- 单项选择题 现采用总损失模型和反函数法模拟某机动车辆保险保单的总损失。假设索赔次数服从参数为4的泊松分布，每次索赔的金额服从均值为1000的指数分布。用区间[0，1]上均匀分布的随机数0.13来模拟该类保单的年索赔次数，用区间[0，1]上均匀分布的随机数列u 1=0.05、u 2=0.95、u 3=0.10依次模拟各次索赔的金额。则对于该类保单，模拟的年总损失为（）。
- 单项选择题 下表给出了对4个生命体从2000年1月1日到2004年1月1日观察到的死亡研究数据：给定死亡力：μx=1/b+x。则参数b 的极大似然估计值为（）。
- 单项选择题 在Kimeldorf-Jones 修匀中，已知:其中m是先验均值向量，A是先验协方差矩阵，u是观察值向量，B 是给T定U后的条件协方差矩阵，v是修匀值向量。则 的值为（）。
- 单项选择题 假设机动车辆保险中赔付额服从指数分布。下表中是两个不同品牌的汽车的赔付记录：现以似然比检验这两个品牌的汽车赔付额是否出自同一指数分布，则似然比检验统计量T的值为（）。
- 单项选择题 已知理赔数据样本如下：35，59，79，112，143，202。假设样本来自指数分布，且拟合分布参数用极大似然估计法给出，则假设检验时的K-S统计量的值为（）。
- 单项选择题 已知t=0时有3个活着的个体，观察到死亡时间为：t1＝4，t2＝7，t3＝9。假设死亡服从（0，10）上的均匀分布，则假设检验中的Anderson-Darling 统计量A2的值为（）。
- 单项选择题 已知有20个理赔数据如下表所示：假设理赔变量服从参数为（α，θ）的帕累托分布，即概率密度函数为：则以30%，80%为分位数点时，θ的分位数估计值为（）。
- 单项选择题 对一个泊松盈余过程，已知如下信息：（1）理赔额变量分布为P{x=0}=P{x=1}=0.5；（2）调节系数为ln4；（3）保费连续均匀收入；则ψ（0）的值为（）。
- 单项选择题 对于一个泊松盈余过程，每次理赔额为ln2，安全附加保费率为3-2ln2/（2ln2），则调节系数的值为（）。
- 单项选择题 设复合泊松模型中理赔额变量取值于正整数，已知对某个固定k成立，且E（S）=1.48，则复合泊松模型中泊松参数为（）。
- 单项选择题 设某保险公司共售出某种汽车保单1500张，保单持有者被分作两类，情况如下表所示：其中理赔额Bk服从参数为（λ，L ）的截断指数分布，分布密度函数为：若要求收取的保费总额低于理赔总额的概率不超过5%，则安全附加保费率θ为（）。
- 单项选择题 假设某险种的损失额服从参数为α=4，θ=900的帕累托分布，免赔额为200元。损失次数服从奇异负二项分布，r=2，β=2。则索赔次数等于3的概率为（）。
- 单项选择题 已知随机变量X1，X2，X3相互独立，且，S=X1+X2+X3，则Fs（7）的值为（）。
- 单项选择题 已知理赔次数N 服从（-1/2，3，0）类分布，则N 的数学期望为（）。
- 单项选择题 假设实际损失额X 服从参数为（α，θ）的帕累托分布，且α=3，2ex（40）=3ex（20）。则ex（60）的值为（）。
- 单项选择题 下面数据节选自某个选择期为2年的选择-终极生命表：假设死亡在相邻的两个整数年龄之间服从均匀分布假设，则10000.7q[61]+0.6的值为（）。
- 单项选择题 已知如下生存函数：S（x）=（b-x/a）0.5，0≤x≤k。中位数年龄为75岁，则的值为（）。
- 单项选择题 在一项生存研究中，有如下数据：假设累积分布函数F （t ）由核密度方法估计得到，其中核函数为均匀核函数，带宽为4，则的值为（）。
