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……

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（）。

A.0.66
B.0.73
C.0.91
D.1.52
E.3.65

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（）。

A.347.86
B.590.35
C.715.03
D.859.61
E.1253.12

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（）。

A.小于0.2
B.介于0.2和0.4之间
C.介于0.4和0.6之间
D.介于0.6和0.8之间
E.大于0.8

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（）。

A.1/2
B.ln2
C.2
D.8

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（）。

A.0.16
B.0.24
C.0.38
D.0.64
E.0.70

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（）。

A.0.1531
B.0.1683
C.0.1849
D.0.1872
E.0.1930

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（）。

A.0.0658
B.0.1175
C.0.1311
D.0.1317
E.0.4481

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（）。

A.0.140
B.0.160
C.0.315
D.0.417
E.0.569

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（）。

A.6.50
B.7.57
C.8.33
D.8.67
E.9.05

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（）。

A.40
B.52
C.60
D.65
E.67

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（）。

A.8.11
B.8.12
C.8.13
D.8.14
E.8.15

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（）。

A.12.5
B.16.7
C.20.0
D.25.4
E.33.3

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（）。

A.0.02750
B.0.02875
C.0.03125
D.0.03250
E.0.03375

单项选择题在对800个恰好40岁的人开展的死亡研究中，已知如下数据：假设每年新加入研究的人数和退出研究的人数均服从均匀分布，则采用大样本数据集的Kaplan-Meier 近似，3q40的估计值为（）。

A.0.0122
B.0.0123
C.0.0124
D.0.0125
E.0.0126

单项选择题在某生存研究中，累积危险率函数H （t0）的95%线性置信区间为（1.63，2.55），则H （t 0）的95%对数转换的置信区间为（）。

A.（0.49，0.94）
B.（0.84，3.34）
C.（1.58，2.62）
D.（1.68，2.50）
E.（1.68，2.60）