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UNIDADE 5 – NOÇÕES DE INFERÊNCIA 9. Testes de Hipótese para Proporções, Médias e Variâncias de Duas Populações 5.1 TESTES PARA DUAS POPULAÇÕES Quando fazemos um teste de hipótese para mais de uma população, seguimos, basicamente, os mesmos procedimentos vistos para o teste de hipótese para uma população. O que muda é a definição das nossas hipóteses, nossa estatística do teste e, claro, nossa interpretação do resultado. 5.2 TESTES PARA PROPORÇÃO DE DUAS POPULAÇÕES Sejam p1 e p2 as proporções, dentro de duas populações, de indivíduos portadores de uma determinada característica. A ideia é comparar essas proporções e verificar se a diferença entre elas é igual a zero. Hipóteses: H0: p1 = p2 → p1 - p2 = 0 H1: p1 ≠ p2 → p1 - p2 = 0 H1: p1 < p2 → p1 - p2 < 0 H1: p1 > p2 → p1 - p2 > 0 5.2 TESTES PARA PROPORÇÃO DE DUAS POPULAÇÕES A estatística do teste é dada por: Supondo H0 verdadeira, Zteste ~ N(0,1) Onde: n1 é o tamanho da amostra retirada da população 1 e n2 é o tamanho da amostra retirada da população 2. p = proporção geral de pessoas nas duas populações = +− − = 21 21 11)1( nn pp ppZTeste 21 21 nn XX + + 5.3 TESTES PARA MÉDIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS INDEPENDENTES) A ideia é a mesma: comparar os parâmetros μ1 e μ2 em termos da sua diferença: μ1 - μ2 . Temos também que: Seja (X1, X2, ..., Xn1) amostra aleatória de tamanho n1 retirada da população 1; e Seja (Y1, Y2, ..., Yn2) amostra aleatória de tamanho n2 retirada da população 2; E Xi e Yj são independentes entre si. 5.3 TESTES PARA MÉDIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS INDEPENDENTES) A partir dessas informações, podemos ter 3 casos: Caso 1: Variâncias populacionais conhecidas H0: μ1 – μ2 = δ0 (caso particular μ1 = μ2 → δ0=0) H1: μ1 – μ2 ≠ δ0 Estatística do teste (sob H0, Zteste~N(0,1)): 2 2 2 1 2 1 021 )( nn XXZTeste σσ δ + −− = 5.3 TESTES PARA MÉDIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS INDEPENDENTES) Caso 2: Variâncias populacionais desconhecidas, mas supostamente iguais. Cada uma das variáveis segue uma distribuição normal e as variâncias são iguais e desconhecidas. H0: μ1 – μ2 = δ0 (caso particular μ1 = μ2 → δ0=0) H1: μ1 – μ2 ≠ δ0 Estatística do teste (sob H0, tteste possui n1+n2-2 graus de liberdade): 2 )1()1(; 11 )( 21 2 22 2 112 21 2 021 −+ −+− = + −− = nn SnSnS nn S XXtTeste δ 5.3 TESTES PARA MÉDIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS INDEPENDENTES) Caso 3: Variâncias populacionais desconhecidas, e supostamente diferentes. As variáveis seguem uma distribuição normal e as variâncias são diferentes e desconhecidas. H0: μ1 – μ2 = δ0 (caso particular μ1 = μ2 → δ0=0) H1: μ1 – μ2 ≠ δ0 Estatística do teste (sob H0, tteste possui υ graus de liberdade): )1()1( ;)( 2 2 2 2 2 1 2 1 2 1 2 2 2 2 1 2 1 2 2 2 1 2 1 021 − + − + = + −− = n n S n n S n S n S n S n S XXtTeste υ δ 5.4 TESTES PARA VARIÂNCIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS INDEPENDENTES) Precisamos saber estamos no Caso 2 (variâncias supostamente iguais) ou no Caso 3 (variâncias supostamente diferentes). Para isso, fazemos um teste para comparar a variância das duas populações. Nossas hipóteses são: H0: H1: 2 2 2 1 σσ = 2 2 2 1 σσ ≠ 5.4 TESTES PARA VARIÂNCIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS INDEPENDENTES) Assumindo nossa hipótese nula verdadeira, a estatística do teste é: Essa estatística tem distribuição F com n1 – 1 graus de liberdade no numerador e n2 – 1 graus de liberdade no denominador. Rejeitamos H0 se ou )1;1(~ 212 2 2 1 −−= nnF S SFTeste −−−< 2 1;12;11 αnnFF críticoTeste −−> 2 ;12;11 αnnFF críticoTeste Teste bilateral 5.5 TESTES PARA MÉDIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS PAREADAS) Aqui temos duas amostras: X1, X2, X3, ... Xn Y1, Y2, Y3, ... Yn Só que agora as amostras são pareadas, isto é, podemos considerar uma amostra de pares: (X1,Y1), (X2,Y2)...,(Xn,Yn) Se definirmos uma variável aleatória D=X-Y, teremos a amostra resultante das diferenças entre os valores de cada par: D1, D2, ... Dn 5.5 TESTES PARA MÉDIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS PAREADAS) Considerando a População Normal, dizemos que D tem distribuição normal, N(μD,σ2D). Temos que Então, essa diferença terá distribuição N(μD,σ2D). Considere YXYX n D n D n i ii n i i −=−== ∑∑ == 11 )(11 YX − ∑ = − − = n i iD DDn S 1 22 )( 1 1 5.5 TESTES PARA MÉDIA DE DUAS POPULAÇÕES (AMOSTRAS PAREADAS) A hipótese nula é: H0: μ1 - μ2 = δ0 (ou, μD= δ0) E a alternativa: H1: μ1 - μ2 ≠ δ0 (ou, μD ≠ δ0) Nossa estatística do teste é uma t com n-1 graus de liberdade: Onde: ∑ = − − = n i iD DDn S 1 22 )( 1 1 n S Dt D Teste 2 0δ−= Unidade 5 – Noções de Inferência 5.1 Testes para duas populações 5.2 Testes para Proporção de duas populações 5.2 Testes para Proporção de duas populações 5.3 Testes para Média de duas populações (amostras independentes) 5.3 Testes para Média de duas populações (amostras independentes) 5.3 Testes para Média de duas populações (amostras independentes) 5.3 Testes para Média de duas populações (amostras independentes) 5.4 Testes para Variância de duas populações (amostras independentes) 5.4 Testes para Variância de duas populações (amostras independentes) 5.5 Testes para Média de duas populações (amostras Pareadas) 5.5 Testes para Média de duas populações (amostras Pareadas) 5.5 Testes para Média de duas populações (amostras Pareadas)
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