中國精算師職業(yè)資格考試（準(zhǔn)精算師精算模型與數(shù)據(jù)分析）模擬試題及答案(2025年南昌)一、單項(xiàng)選擇題（每題2分，共30分）1.在一個(gè)保險(xiǎn)風(fēng)險(xiǎn)模型中，已知索賠次數(shù)$N$服從參數(shù)為$\lambda=3$的泊松分布，每次索賠額$X$服從均值為5的指數(shù)分布，且$N$與$X$相互獨(dú)立。則該保險(xiǎn)風(fēng)險(xiǎn)模型的總理賠額$S=\sum_{i=1}^{N}X_{i}$的方差為（）A.15B.20C.25D.30答案：D解析：根據(jù)復(fù)合泊松分布的方差公式$Var(S)=\lambdaE(X^{2})$。對于指數(shù)分布，若$X\simExp(\mu)$，其均值$E(X)=\mu$，方差$Var(X)=\mu^{2}$，則$E(X^{2})=Var(X)+[E(X)]^{2}=2\mu^{2}$。已知$\lambda=3$，$\mu=5$，所以$E(X^{2})=2\times5^{2}=50$，則$Var(S)=\lambdaE(X^{2})=3\times50=30$。2.設(shè)$X_{1},X_{2},\cdots,X_{n}$是來自正態(tài)總體$N(\mu,\sigma^{2})$的樣本，$\overline{X}=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^{n}X_{i}$為樣本均值，$S^{2}=\frac{1}{n-1}\sum_{i=1}^{n}(X_{i}-\overline{X})^{2}$為樣本方差。則$\frac{(n-1)S^{2}}{\sigma^{2}}$服從（）A.正態(tài)分布B.$t$分布C.$\chi^{2}$分布D.$F$分布答案：C解析：這是一個(gè)重要的抽樣分布結(jié)論。設(shè)$X_{1},X_{2},\cdots,X_{n}$是來自正態(tài)總體$N(\mu,\sigma^{2})$的樣本，則$\frac{(n-1)S^{2}}{\sigma^{2}}\sim\chi^{2}(n-1)$，即服從自由度為$n-1$的$\chi^{2}$分布。3.在時(shí)間序列分析中，對于平穩(wěn)的自回歸模型$AR(p)$：$X_{t}=\varphi_{1}X_{t-1}+\varphi_{2}X_{t-2}+\cdots+\varphi_{p}X_{t-p}+\epsilon_{t}$，其中$\epsilon_{t}$是白噪聲序列。其平穩(wěn)性條件是（）A.特征方程$1-\varphi_{1}z-\varphi_{2}z^{2}-\cdots-\varphi_{p}z^{p}=0$的所有根都在單位圓內(nèi)B.特征方程$1-\varphi_{1}z-\varphi_{2}z^{2}-\cdots-\varphi_{p}z^{p}=0$的所有根都在單位圓外C.特征方程$1+\varphi_{1}z+\varphi_{2}z^{2}+\cdots+\varphi_{p}z^{p}=0$的所有根都在單位圓內(nèi)D.特征方程$1+\varphi_{1}z+\varphi_{2}z^{2}+\cdots+\varphi_{p}z^{p}=0$的所有根都在單位圓外答案：A解析：對于平穩(wěn)的自回歸模型$AR(p)$，其平穩(wěn)性的充要條件是特征方程$1-\varphi_{1}z-\varphi_{2}z^{2}-\cdots-\varphi_{p}z^{p}=0$的所有根都在單位圓內(nèi)。4.已知一組數(shù)據(jù)$x_{1},x_{2},\cdots,x_{n}$的均值為$\overline{x}$，方差為$s^{2}$。若將這組數(shù)據(jù)每個(gè)都乘以常數(shù)$a$（$a\neq0$），再加上常數(shù)$b$，得到新數(shù)據(jù)$y_{i}=ax_{i}+b$（$i=1,2,\cdots,n$），則新數(shù)據(jù)的均值$\overline{y}$和方差$s_{y}^{2}$分別為（）A.$\overline{y}=a\overline{x}+b$，$s_{y}^{2}=a^{2}s^{2}$B.$\overline{y}=a\overline{x}+b$，$s_{y}^{2}=as^{2}$C.$\overline{y}=\overline{x}+b$，$s_{y}^{2}=a^{2}s^{2}$D.$\overline{y}=\overline{x}+b$，$s_{y}^{2}=as^{2}$答案：A解析：根據(jù)均值和方差的性質(zhì)。$E(y_{i})=E(ax_{i}+b)=aE(x_{i})+b=a\overline{x}+b$，$Var(y_{i})=Var(ax_{i}+b)=a^{2}Var(x_{i})=a^{2}s^{2}$。5.在多元線性回歸模型$Y=\beta_{0}+\beta_{1}X_{1}+\beta_{2}X_{2}+\cdots+\beta_{p}X_{p}+\epsilon$中，若要檢驗(yàn)?zāi)硞€(gè)自變量$X_{j}$（$j=1,2,\cdots,p$）對因變量$Y$是否有顯著影響，通常采用的檢驗(yàn)方法是（）A.$F$檢驗(yàn)B.$t$檢驗(yàn)C.$\chi^{2}$檢驗(yàn)D.符號檢驗(yàn)答案：B解析：在多元線性回歸中，檢驗(yàn)單個(gè)自變量對因變量是否有顯著影響，使用$t$檢驗(yàn)。$t$統(tǒng)計(jì)量用于檢驗(yàn)回歸系數(shù)$\beta_{j}$是否為零，若拒絕原假設(shè)$H_{0}:\beta_{j}=0$，則說明$X_{j}$對$Y$有顯著影響。而$F$檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)整個(gè)回歸模型的顯著性。6.某保險(xiǎn)公司對某類風(fēng)險(xiǎn)的索賠數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)索賠次數(shù)$N$服從二項(xiàng)分布$B(n,p)$，其中$n=100$，$p=0.1$。則索賠次數(shù)$N$的均值和方差分別為（）A.均值為10，方差為9B.均值為10，方差為10C.均值為9，方差為9D.均值為9，方差為10答案：A解析：若$N\simB(n,p)$，則$E(N)=np$，$Var(N)=np(1-p)$。已知$n=100$，$p=0.1$，所以$E(N)=100\times0.1=10$，$Var(N)=100\times0.1\times(1-0.1)=9$。7.在生存分析中，生存函數(shù)$S(t)$表示個(gè)體在時(shí)間$t$之后仍然生存的概率。若已知生存函數(shù)$S(t)=e^{-\lambdat}$（$\lambda>0$），則危險(xiǎn)率函數(shù)$h(t)$為（）A.$\lambda$B.$\lambdat$C.$e^{-\lambdat}$D.$\lambdae^{-\lambdat}$答案：A解析：危險(xiǎn)率函數(shù)$h(t)=\frac{f(t)}{S(t)}$，其中$f(t)$是概率密度函數(shù)。對$S(t)=e^{-\lambdat}$求導(dǎo)得$f(t)=-\frac{dS(t)}{dt}=\lambdae^{-\lambdat}$，則$h(t)=\frac{\lambdae^{-\lambdat}}{e^{-\lambdat}}=\lambda$。8.已知兩個(gè)隨機(jī)變量$X$和$Y$的聯(lián)合概率密度函數(shù)為$f(x,y)=\begin{cases}kxy,&0<x<1,0<y<1\\0,&\text{其他}\end{cases}$，則常數(shù)$k$的值為（）A.2B.4C.6D.8答案：B解析：根據(jù)聯(lián)合概率密度函數(shù)的性質(zhì)$\int_{-\infty}^{\infty}\int_{-\infty}^{\infty}f(x,y)dxdy=1$。則$\int_{0}^{1}\int_{0}^{1}kxy\dxdy=1$，先對$x$積分得$\int_{0}^{1}ky[\frac{1}{2}x^{2}]_{0}^{1}dy=\frac{k}{2}\int_{0}^{1}y\dy$，再對$y$積分得$\frac{k}{2}[\frac{1}{2}y^{2}]_{0}^{1}=\frac{k}{4}=1$，解得$k=4$。9.在決策樹分析中，對于一個(gè)決策節(jié)點(diǎn)，有三個(gè)方案可供選擇，其期望收益分別為100萬元、150萬元和200萬元。則應(yīng)選擇的方案是（）A.期望收益為100萬元的方案B.期望收益為150萬元的方案C.期望收益為200萬元的方案D.無法確定答案：C解析：在決策樹分析中，通常選擇期望收益最大的方案，所以應(yīng)選擇期望收益為200萬元的方案。10.若隨機(jī)變量$X$服從參數(shù)為$\lambda$的泊松分布，且$P(X=1)=P(X=2)$，則$\lambda$的值為（）A.1B.2C.3D.4答案：B解析：泊松分布的概率質(zhì)量函數(shù)為$P(X=k)=\frac{e^{-\lambda}\lambda^{k}}{k!}$。已知$P(X=1)=P(X=2)$，即$\frac{e^{-\lambda}\lambda^{1}}{1!}=\frac{e^{-\lambda}\lambda^{2}}{2!}$，化簡得$\lambda=\frac{\lambda^{2}}{2}$，因?yàn)?\lambda>0$，所以解得$\lambda=2$。11.在聚類分析中，常用的距離度量方法不包括（）A.歐氏距離B.曼哈頓距離C.切比雪夫距離D.相關(guān)系數(shù)答案：D解析：歐氏距離、曼哈頓距離和切比雪夫距離都是聚類分析中常用的距離度量方法，而相關(guān)系數(shù)主要用于衡量變量之間的線性相關(guān)程度，不是距離度量方法。12.已知某保險(xiǎn)產(chǎn)品的賠付率$X$服從區(qū)間$[0.6,0.8]$上的均勻分布，則賠付率$X$的數(shù)學(xué)期望為（）A.0.6B.0.7C.0.8D.0.9答案：B解析：若$X\simU(a,b)$，其數(shù)學(xué)期望$E(X)=\frac{a+b}{2}$。已知$a=0.6$，$b=0.8$，則$E(X)=\frac{0.6+0.8}{2}=0.7$。13.在風(fēng)險(xiǎn)度量中，風(fēng)險(xiǎn)價(jià)值（VaR）是指在一定的置信水平下，某一金融資產(chǎn)或投資組合在未來特定的一段時(shí)間內(nèi)可能遭受的（）A.最大損失B.最小損失C.平均損失D.預(yù)期損失答案：A解析：風(fēng)險(xiǎn)價(jià)值（VaR）是指在一定的置信水平下，某一金融資產(chǎn)或投資組合在未來特定的一段時(shí)間內(nèi)可能遭受的最大損失。14.對于一個(gè)馬爾可夫鏈$\{X_{n},n=0,1,2,\cdots\}$，其狀態(tài)空間$S=\{1,2,3\}$，一步轉(zhuǎn)移概率矩陣$P=\begin{pmatrix}0.2&0.3&0.5\\0.4&0.1&0.5\\0.6&0.2&0.2\end{pmatrix}$。則從狀態(tài)1經(jīng)過兩步轉(zhuǎn)移到狀態(tài)3的概率為（）A.0.2B.0.3C.0.4D.0.5答案：C解析：兩步轉(zhuǎn)移概率矩陣$P^{(2)}=P\timesP$。$P_{13}^{(2)}=\sum_{j=1}^{3}P_{1j}P_{j3}=0.2\times0.5+0.3\times0.5+0.5\times0.2=0.4$。15.在回歸分析中，判定系數(shù)$R^{2}$越接近1，表示（）A.回歸直線的擬合效果越差B.回歸直線的擬合效果越好C.自變量與因變量之間的線性關(guān)系越弱D.自變量與因變量之間的線性關(guān)系越不確定答案：B解析：判定系數(shù)$R^{2}$衡量了回歸模型對數(shù)據(jù)的擬合程度，$R^{2}$越接近1，說明回歸直線對樣本數(shù)據(jù)點(diǎn)的擬合效果越好。二、多項(xiàng)選擇題（每題3分，共15分）1.以下屬于非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法的有（）A.符號檢驗(yàn)B.秩和檢驗(yàn)C.卡方檢驗(yàn)D.線性回歸分析E.方差分析答案：ABC解析：符號檢驗(yàn)、秩和檢驗(yàn)和卡方檢驗(yàn)都屬于非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法，它們不依賴于總體的分布形式。而線性回歸分析和方差分析通常是基于總體服從正態(tài)分布等參數(shù)假設(shè)的參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法。2.下列關(guān)于正態(tài)分布的說法正確的有（）A.正態(tài)分布是一種連續(xù)型概率分布B.正態(tài)分布的概率密度函數(shù)圖像是關(guān)于均值對稱的鐘形曲線C.標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的均值為0，方差為1D.若$X\simN(\mu,\sigma^{2})$，則$Z=\frac{X-\mu}{\sigma}\simN(0,1)$E.正態(tài)分布的偏度和峰度都為0答案：ABCD解析：正態(tài)分布是連續(xù)型概率分布，其概率密度函數(shù)圖像關(guān)于均值對稱呈鐘形。標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的均值為0，方差為1，若$X\simN(\mu,\sigma^{2})$，通過標(biāo)準(zhǔn)化變換$Z=\frac{X-\mu}{\sigma}\simN(0,1)$。正態(tài)分布的偏度為0，但峰度為3，而不是0。3.在時(shí)間序列的分解分析中，通常將時(shí)間序列分解為（）A.長期趨勢B.季節(jié)變動C.循環(huán)變動D.不規(guī)則變動E.周期變動答案：ABCD解析：時(shí)間序列的分解分析通常將時(shí)間序列分解為長期趨勢、季節(jié)變動、循環(huán)變動和不規(guī)則變動。周期變動和循環(huán)變動有一定相似性，但一般規(guī)范表述為上述四種成分。4.關(guān)于保險(xiǎn)費(fèi)率厘定的原則，以下說法正確的有（）A.公平性原則要求保險(xiǎn)人收取的保費(fèi)應(yīng)與被保險(xiǎn)人所承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)相當(dāng)B.合理性原則要求保險(xiǎn)費(fèi)率在抵補(bǔ)一切可能發(fā)生的損失以及有關(guān)的營業(yè)費(fèi)用后，不能獲得過高的利潤C(jī).穩(wěn)定性原則要求保險(xiǎn)費(fèi)率在短期內(nèi)應(yīng)該保持穩(wěn)定D.彈性原則要求保險(xiǎn)費(fèi)率在長期內(nèi)應(yīng)該根據(jù)實(shí)際情況進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整E.充分性原則要求保險(xiǎn)費(fèi)率能夠足以抵補(bǔ)一切可能發(fā)生的損失以及有關(guān)的營業(yè)費(fèi)用答案：ABCDE解析：公平性原則強(qiáng)調(diào)保費(fèi)與風(fēng)險(xiǎn)的匹配；合理性原則防止保險(xiǎn)人獲取過高利潤；穩(wěn)定性原則保證短期內(nèi)費(fèi)率穩(wěn)定；彈性原則使費(fèi)率能適應(yīng)長期變化；充分性原則確保保費(fèi)能覆蓋損失和費(fèi)用。5.以下屬于數(shù)據(jù)預(yù)處理步驟的有（）A.數(shù)據(jù)清洗B.數(shù)據(jù)集成C.數(shù)據(jù)變換D.數(shù)據(jù)歸約E.數(shù)據(jù)可視化答案：ABCD解析：數(shù)據(jù)預(yù)處理包括數(shù)據(jù)清洗（去除噪聲和異常值等）、數(shù)據(jù)集成（將多個(gè)數(shù)據(jù)源整合）、數(shù)據(jù)變換（如標(biāo)準(zhǔn)化、歸一化等）和數(shù)據(jù)歸約（減少數(shù)據(jù)量）。數(shù)據(jù)可視化是對處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行展示的手段，不屬于預(yù)處理步驟。三、簡答題（每題10分，共30分）1.簡述精算模型中常用的風(fēng)險(xiǎn)度量方法及其優(yōu)缺點(diǎn)。答案：常用的風(fēng)險(xiǎn)度量方法有以下幾種：-方差和標(biāo)準(zhǔn)差：-優(yōu)點(diǎn)：計(jì)算簡單，是最常用的風(fēng)險(xiǎn)度量指標(biāo)之一。它能夠反映隨機(jī)變量偏離均值的程度，在正態(tài)分布假設(shè)下，能很好地描述風(fēng)險(xiǎn)的大小。-缺點(diǎn)：對損失和收益同等對待，沒有考慮到投資者對損失和收益的不同態(tài)度。而且它假設(shè)收益服從正態(tài)分布，在實(shí)際金融市場中，收益往往具有厚尾性，正態(tài)分布假設(shè)不成立。-風(fēng)險(xiǎn)價(jià)值（VaR）：-優(yōu)點(diǎn)：直觀易懂，能夠給出在一定置信水平下的最大損失，便于管理者進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)控制和決策。它是目前金融機(jī)構(gòu)廣泛使用的風(fēng)險(xiǎn)度量工具。-缺點(diǎn)：不滿足次可加性，即組合的風(fēng)險(xiǎn)可能大于各部分風(fēng)險(xiǎn)之和，這與分散投資降低風(fēng)險(xiǎn)的原則相悖。而且它只關(guān)注了損失的大小，沒有考慮到超過VaR的損失情況。-條件風(fēng)險(xiǎn)價(jià)值（CVaR）：-優(yōu)點(diǎn)：滿足次可加性，是一種一致性風(fēng)險(xiǎn)度量。它考慮了超過VaR的損失情況，能更全面地反映尾部風(fēng)險(xiǎn)。-缺點(diǎn)：計(jì)算相對復(fù)雜，需要對尾部損失進(jìn)行估計(jì)，對數(shù)據(jù)的要求較高。-期望損失（ES）：-優(yōu)點(diǎn)：與CVaR類似，考慮了尾部風(fēng)險(xiǎn)，是一種較為合理的風(fēng)險(xiǎn)度量方法。它在理論上具有良好的性質(zhì)，能夠引導(dǎo)投資者進(jìn)行更合理的決策。-缺點(diǎn)：計(jì)算相對困難，需要大量的歷史數(shù)據(jù)來估計(jì)尾部損失的期望。2.簡述多元線性回歸模型的基本假設(shè)及其在模型估計(jì)和檢驗(yàn)中的作用。答案：多元線性回歸模型$Y=\beta_{0}+\beta_{1}X_{1}+\beta_{2}X_{2}+\cdots+\beta_{p}X_{p}+\epsilon$的基本假設(shè)如下：-線性假設(shè)：因變量$Y$與自變量$X_{1},X_{2},\cdots,X_{p}$之間存在線性關(guān)系。這是模型建立的基礎(chǔ)，保證了我們可以用線性方程來描述變量之間的關(guān)系，使得我們能夠使用最小二乘法等方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。-獨(dú)立同分布假設(shè)：誤差項(xiàng)$\epsilon_{i}$相互獨(dú)立，且服從均值為0，方差為$\sigma^{2}$的正態(tài)分布，即$\epsilon_{i}\simN(0,\sigma^{2})$，$i=1,2,\cdots,n$。獨(dú)立性假設(shè)保證了各個(gè)觀測值之間沒有相互影響，使得我們可以使用普通最小二乘法得到無偏、有效的估計(jì)量。同分布假設(shè)使得我們可以對模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷，如計(jì)算參數(shù)的置信區(qū)間和進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。-無多重共線性假設(shè)：自變量$X_{1},X_{2},\cdots,X_{p}$之間不存在嚴(yán)格的線性關(guān)系。如果存在多重共線性，會導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的方差增大，估計(jì)值不穩(wěn)定，難以準(zhǔn)確判斷各個(gè)自變量對因變量的影響。-隨機(jī)誤差項(xiàng)與自變量不相關(guān)假設(shè)：誤差項(xiàng)$\epsilon$與自變量$X_{1},X_{2},\cdots,X_{p}$不相關(guān)。這保證了自變量的變化不會引起誤差項(xiàng)的系統(tǒng)性變化，使得參數(shù)估計(jì)具有無偏性。這些假設(shè)在模型估計(jì)和檢驗(yàn)中起著至關(guān)重要的作用。在參數(shù)估計(jì)方面，基于這些假設(shè)可以使用普通最小二乘法得到參數(shù)的最優(yōu)線性無偏估計(jì)（BLUE）。在模型檢驗(yàn)方面，這些假設(shè)是進(jìn)行$t$檢驗(yàn)、$F$檢驗(yàn)等統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)，只有滿足這些假設(shè)，檢驗(yàn)結(jié)果才具有可靠性。3.簡述生存分析中常用的模型及其適用場景。答案：生存分析中常用的模型有以下幾種：-指數(shù)分布模型：-模型形式：生存函數(shù)$S(t)=e^{-\lambdat}$（$\lambda>0$），危險(xiǎn)率函數(shù)$h(t)=\lambda$為常數(shù)。-適用場景：適用于風(fēng)險(xiǎn)恒定的情況，即個(gè)體在任何時(shí)刻發(fā)生事件的概率都是相同的。例如，一些電子元件的壽命在正常使用條件下可以近似用指數(shù)分布來描述，因?yàn)槠浒l(fā)生故障的概率在各個(gè)時(shí)間段基本保持不變。-威布爾分布模型：-模型形式：生存函數(shù)$S(t)=e^{-(\lambdat)^{\alpha}}$（$\lambda>0$，$\alpha>0$），危險(xiǎn)率函數(shù)$h(t)=\alpha\lambda(\lambdat)^{\alpha-1}$。-適用場景：具有較強(qiáng)的靈活性，當(dāng)$\alpha=1$時(shí)，威布爾分布退化為指數(shù)分布。當(dāng)$\alpha>1$時(shí)，危險(xiǎn)率函數(shù)單調(diào)遞增，適用于老化現(xiàn)象明顯的情況，如機(jī)械設(shè)備隨著使用時(shí)間的增加故障概率增大；當(dāng)$\alpha<1$時(shí)，危險(xiǎn)率函數(shù)單調(diào)遞減，適用于早期失效率較高，隨著時(shí)間推移失效率降低的情況，如一些新產(chǎn)品在初期可能由于制造缺陷等原因容易出現(xiàn)故障，后期故障概率降低。-考克斯比例風(fēng)險(xiǎn)模型：-模型形式：危險(xiǎn)率函數(shù)$h(t|X)=h_{0}(t)\exp(\beta_{1}X_{1}+\beta_{2}X_{2}+\cdots+\beta_{p}X_{p})$，其中$h_{0}(t)$是基準(zhǔn)危險(xiǎn)率函數(shù)，$X=(X_{1},X_{2},\cdots,X_{p})$是協(xié)變量向量。-適用場景：不需要對生存時(shí)間的分布形式進(jìn)行假設(shè)，適用于在考慮多個(gè)協(xié)變量的情況下分析協(xié)變量對生存時(shí)間的影響。例如，在醫(yī)學(xué)研究中，可以同時(shí)考慮患者的年齡、性別、病情嚴(yán)重程度等多個(gè)因素對患者生存時(shí)間的影響。四、計(jì)算題（每題15分，共25分）1.某保險(xiǎn)公司承保了1000份相同類型的保險(xiǎn)合同，每份合同在一年內(nèi)發(fā)生索賠的概率為0.05，且各合同的索賠情況相互獨(dú)立。設(shè)$X$表示這1000份合同在一年內(nèi)發(fā)生索賠的份數(shù)。（1）求$X$的分布類型，并寫出其分布律。（2）利用泊松近似計(jì)算$P(X\leqslant5)$。答案：（1）因?yàn)楦骱贤乃髻r情況相互獨(dú)立，且每份合同發(fā)生索賠的概率$p=0.05$固定，合同份數(shù)$n=1000$，所以$X$服從二項(xiàng)分布$X\simB(n,p)$，即$X\simB(1000,0.05)$。其分布律為$P(X=k)=C_{n}^{k}p^{k}(1-p)^{n-k}=C_{1000}^{k}(0.05)^{k}(0.95)^{1000-k}$，$k=0,1,\cdots,1000$。（2）當(dāng)$n$很大，$p$很小時(shí)，二項(xiàng)分布$B(n,p)$可以用泊松分布$P(\lambda)$近似，其中$\lambda=np$。這里$n=1000$，$p=0.05$，則$\lambda=np=1000\times0.05=50$。泊松分布的概率質(zhì)量函數(shù)為$P(X=k)=\frac{e^{-\lambda}\lambda^{k}}{k!}$。$P(X\leqslant5)=\sum_{k=0}^{5}\frac{e^{-50}50^{k}}{k!}$$=e^{-50}(1+50+\frac{50^{2}}{2!}+\frac{50^{3}}{3!}+\frac{50^{4}}{4!}+\frac{50^{5}}{5!})$$\approx0$（通過查泊松分布表或使用軟件計(jì)算）2.已知某公司過去12