[单选题]考虑两点公式，其中A（s）=4s3-3s4，则下列说法正确的是（ ）。（1）这个公式是相切的；（2）这个公式是密切的；（3）这个公式是光滑的；（4）
[单选题]已知样本观察数据如表所示。如果样本来源于Gompertz分布，已知该分布的危险率函数为：h（x）=Bcx（x≥0,B>0,c>1）使用最小二乘法估计参
[单选题]设定某种疾病发病次数服从泊松分布，大约一半的人每年的发病次数为1次，另一半的人每年发病次数大约为2次，随机选取一人，发现其在前两年的发病次数均为1次，
[单选题]一个科学家做实验，成功率为0.6，X表示到第一次成功的试验次数。根据[0，1]区间上均匀分布R的随机数列0.85、0.38、0.63、0.22来模拟X
[单选题]用200份赔付数据拟合一个帕累托分布，给定：（1）对应的极大似然估计是=4和=7.6（2）以极大似然估计值算得的对数似然函数值是-817.92；（3）
[单选题]某保险公司售出一个保单组合，过去的经验显示平均的理赔频率为0.425，期望值的方差为0.37，方差的均值为793。现在从保单组合中随机选择一种被保险人
[单选题]一个完全独立个体的风险集可分为两类，每一类拥有相同的样本数。在类别1中，每一年的理赔数服从均值为5的泊松分布；在类别2中，每一年的理赔数服从参数为m=
[单选题]已知生存函数为，且=40，则Var[T（20）]=（ ）。A.512.6B.533.3C.542.5D.565.5E.572.4
[单选题]设，则剩余寿命T（y）中位数为（ ）。A.1+y/2B.1+2yC.1+yD.1-yE.1-2y
[单选题]设某险种的实际损失额为X，E（X）=500。当免赔额为d时，投保人的损失消失率（1osseliminationratio）定义为：当d=200时，已知
[单选题]对称移动加权平均公式满足：（1）该公式是再生三次多项式；（2）该公式使得极小化；（3）w为该公式的权重；则的值为（ ）。A.B.C.D.E.
[单选题]给定生存分布函数为:则6m20=（ ）。A.1/52B.1/54C.1/57D.1/59E.1/60
[单选题]假设一个健康险的分布为符合泊松分布，索赔次数服从Possion（3），每次索赔额服从的分布函数为单位为万元。根据[0，1]区间上均匀分布R的随机数列0
[单选题]完全可信条件要求在0.05E（）范围内波动的概率为0.9，现在有新的标准，要求在kE（）范围内波动的概率为0.95。若使这两种标准得到的风险数不变，则
[单选题]设已有[0，1]上均匀分布的随机数u，则用反函数法计算Weibull分布的随机数为（ ）。A.B.C.D.E.
[单选题]对于两减因生存模型，已知:则T的边缘密度函数g（30）=（ ）。A.1/120B.1/100C.1/80D.2/15E.1/2
[单选题]在关于硬币上抛例子中，我们仍取先验均值是1/2。现把此硬币上抛10次，得到7次正面。对于较少的上抛次数，我们认为对先验观点的置信度是对试验结果的置信度
[单选题]假设随机变量X的均值为μ，方差为σ2。如果想通过模拟来估计μ，要求估计与真值的相对误差小于5%的概率为0.9，则所需的模拟次数为（ ）。A.B.C.
[单选题]如果40岁以前死亡力为μ=0.04，40岁之后死亡力提高到0.06，则25岁的人在未来25年内的期望存活时间为（ ）。A.13.14B.14.25C
[单选题]已有一双减因模型如下表所示：则等于（ ）。A.0.042B.0.070C.0.238D.0.500E.0.600
[单选题]假设某保单规定的免赔额为20，而该保单的损失服从均值为5的指数分布，则理赔额的期望为（ ）。A.4.1986B.5.1234C.6.2563D.5.
[单选题]考虑某野生动物群体，已知其死亡分布列如表所示。若采用Gompertz形式进行参数修匀，则μx=BCx中的参数C=（ ）。A.1.0674B.1.07
[单选题]如果假设每份保单的索赔次数服从泊松分布，而在一个保单组合中，不同保单的泊松参数服从参数为（α，β）的伽玛分布，已知记录了个体保单在n年内的经验索赔次数
[单选题]已知损失额X服从单参数的Pareto分布，其分布密度函数为：随机抽取5个样本，其中2个样本都超过了25，但具体数额未知，另外3个样本分别为3，6和14
[单选题]给定在（0，1）上均匀分布的随机数序列，现在要产生参数为（为正整数）和的伽玛分布的随机数V，V的概率密度函数为，＞0，则随机数V的产生公式为（ ）。
[单选题]Henderson公式是（1）它的精确次数为3。（2）它是再生（3）它是光滑的（4）它是相切的（5）它是密切的以上说法正确的是（ ）。A.（1）（2
[单选题]一个群体由70个男性和30个女性组成，假设70个男性的体重均为75公斤，30个女性的体重均为55公斤。从群体中任选一个个体，体重记为W，则Var（W）
[单选题]假设有两个被保险人A和B，他们在过去四年的损失数据如表所示。应用Bühlmann-Straub模型估计A和B被保险人的年期望索赔频率为（ ）。表 被
[单选题]已有一双减因模型如表：如果由0.15降低到0.12，则31岁因为原因1而退出保障的个体数会发生（ ）的变化。A.减少24人B.减少12人C.不发生改
[单选题]已知，则5.25q50分别在死亡时间均匀分布假设、死亡力恒定假设和Balducci假设下概率值之和为（ ）。A.0.315045B.0.315127