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PROBABILIDADE_DISTANCIA/PROVA1_MAT02219_gabarito.pdf Idade Fj Fj' cj cj Fj Fj (cj - xb)^2 3 |-- 5 70 70 4 280 498 5 |-- 7 50 120 6 300 22 7 |-- 9 20 140 8 160 36 9 |-- 11 10 150 10 100 111 11 |-- 13 30 180 12 360 853 180 1200 1520 média = 6,66667 variância = 7,44 desvio padrão = 2,73 classe modal = 3 |-- 5 classe mediana = 5 |-- 7 xMdMo <<MoMdx == MoMdx << A – Não é possível determinar as médias B – Não, são diferentes C – Não, é assimétrica negativa D – Não, é assimétrica positiva E – SIM A B 35125 30 76 65 35 266 65 266 35 P(B) B)P(AB)|P(A 266763035125n == ∩ = =+++= 0,20 x 0,700,14 tesindependen são B eA P(A)P(B)B)P(A = ⇒=∩ 0,1818 0,88 0,16 0,8 x 0,20,9 x 0,30,9 x 0,5 0,8 x 0,2)0P(C/ /C)0P(C).P(/B)0P(B).P(/A)0P(A).P( /C)0P(C).P( P(0) )0P(C)0P(C/ == ++ = ++ = ∩ = 0 – 0,1 B – 0,3 ~0 – 0,9 0 – 0,2 C – 0,3 ~0 – 0,8 0 – 0,1 A – 0,5 ~0 – 0,9 PROBABILIDADE_DISTANCIA/PROVA1_simulada.pdf MAT02219 – PROBABILIDADE E ESTATÍSTICA – PROVA 1 – SIMULADA Profª. Lisiane Selau – DEST/UFRGS 1. Observe a tabela com classificações de variáveis e exemplos. TIPO DE VARIÁVEL I – Qualitativa Nominal II – Qualitativa Ordinal III – Quantitativa Discreta IV – Quantitativa Contínua EXEMPLO A – Peso de uma pessoa B – Tipo Sanguíneo C – Nível de escolaridade D – Número de filhos de um casal A relação correta entre esses dois conjuntos é A) I C, II B, III D, IV A B) I B, II C, III A, IV D C) I C, II D, III A, IV B D) I B, II C, III D, IV A E) I A, II B, III D, IV C 2. Em uma delegacia, são registrados e agrupados quinzenalmente os números de ocorrências registrados por dia. Em determinada quinzena, foram registrados os seguintes dados: 4, 2, 2, 2, 1, 3, 2, 2, 7, 5, 3, 8, 4, 6, 9 Assinale a alternativa que apresenta os resultados CORRETOS do cálculo de variância e desvio padrão, considerando arredondamento de 2 casas decimais, observando os registros de ocorrências quinzenais como população total. A) Variância =2,39; Desvio padrão = 5,73 B) Variância = 5,73; Desvio padrão = 2,39 C) Variância = 8,90; Desvio padrão = 2,98 D) Variância = 4,13; Desvio padrão = 2,03 E) Variância = 2,03; Desvio padrão = 4,13 3. Uma amostra aleatória da quantidade de litros de combustível abastecida por 16 carros em um posto de combustível apresentou, em litros, o seguinte resultado: 25, 28, 18, 30, 10, 22, 30, 15, 12, 25, 30, 20, 15, 20, 32, 22 A amplitude interquartil dessa série de observações é A) 3 B) 10 C) 13 D) 17 E) 22 4. A média aritmética dos salários dos 100 empregados em uma empresa é de R$ 1 500,00. Na hipótese de serem demitidos 20 empregados, que ganham cada um o salário de R$ 2 500,00, e ser concedido, posteriormente, um aumento de 10% em todos os salários dos remanescentes, a nova média aritmética dos salários será de A) R$ 1 375,00 B) R$ 1 350,00 C) R$ 1 345,00 D) R$ 1 320,00 E) R$ 1 300,00 5. Para analisar a distribuição da renda familiar mensal de dois grupos 1 e 2, considere o desenho esquemático abaixo que apresenta a distribuição das respectivas rendas em cada grupo. Com relação aos diagramas dos dois grupos, verifica-se que A) a distância interquartil do Grupo 1 é igual à distância interquartil do Grupo 2. B) o menor valor apresentado pelo Grupo 1 coincide com o menor valor apresentado pelo Grupo 2. C) ambas as distribuições são simétricas. D) a amplitude total correspondente aos salários do Grupo 1 supera a amplitude total correspondente aos salários do Grupo 2. E) o módulo da diferença entre as medianas dos 2 grupos corresponde a um valor inferior a 25% do valor da mediana do Grupo 2. 6. A distribuição de frequências de uma certa amostra é representada no gráfico abaixo. Sobre a média µ, a mediana Me e a moda Mo dessa amostra, tem-se A) Me < µ < Mo B) Me < Mo < µ C) µ < Mo < Me D) Mo < µ < Me E) Mo < Me < µ 7. Em uma urna, são colocadas 2 bolas brancas e 4 pretas. Alberto e Beatriz retiram bolas da urna alternadamente, iniciando-se com Alberto, até que a urna esteja vazia. A probabilidade de que a primeira bola branca saia para Alberto é A) 1/2 B) 3/5 C) 5/9 D) 7/12 E) 8/15 8. Sejam A, B e C três eventos quaisquer definidos em um espaço amostral S. Então, P(A) + P(B) + P(C) – P(A∩B) – P(A∩C) – P(B∩C) refere-se à probabilidade da ocorrência de: A) exatamente um dos eventos. B) pelo menos um dos eventos. C) no máximo dois eventos. D) um ou dois dos eventos. E) pelo menos dois eventos. 9. Sabe-se que A, B e C são eventos independentes, associados a um mesmo espaço amostral, com probabilidades dadas, respectivamente, por 1/3 e 1/5, 1/2. A probabilidade de que exatamente dois desses eventos ocorram é igual a A) 1/10 B) 2/15 C) 7/30 D) 1/3 E) 11/30 10. A caixa A tem 5 cartas numeradas de 1 a 5. A caixa B tem 8 cartas numeradas de 1 a 8. A caixa C tem 10 cartas numeradas de 1 a 10. Uma caixa é selecionada ao acaso e uma carta é retirada. Se o número da carta é ímpar, a probabilidade de a carta selecionada ter vindo da caixa B é A) 5/16 B) 7/32 C) 1/6 D) 5/32 E) 1/4 1 A B C D E 5 A B C D E 9 A B C D E 2 A B C D E 6 A B C D E 10 A B C D E 3 A B C D E 7 A B C D E 4 A B C D E 8 A B C D E BOA PROVA ! 1-D, 2-B, 3-C, 4-A, 5-E, 6-E, 7-B, 8-D, 9-C, 10-A PROBABILIDADE_DISTANCIA/PROVA2_MAT02219_gabarito.pdf V(X) = σ2 22 μ)E(X −= ∑= p(x)x)E(X 22 0,90,610,100,31)( 222 =×+×+×−= 0,30,610,100,3-1 =×+×+×= E(X) = µ ∑ ∈ = XSx p(x)x 0,1a 16aa3a =⇒=++ 0,81(0,3)0,9 2 =−= 2 1kk2 2 1 2 3kx 2 xk 1dx)1x(k 1 1 2 1 1 =⇒= −−= + =∫ + − − 0,74050,25951todos)p/ lugar P(haja 0,0694(0,05)(0,95)C52)P(X 0,1901(0,05)(0,95)C51)P(X 51)P(X150)P(Xtodos)p/ lugar P(haja 0,95) (52; Bin~X apresenta se que spassageiro nº :X 52n e 0,95p 05252 52 15151 52 =−= === === ≥−=≤= ⇒ == 0,5797 1581580 1.916895 C .CC0)P(X 0,42030,57971-0)P(X1 1)P(X 4)Hip(80;10;~ sdefeituosa de nº :X 4n 10N 80N 4 80 4 70 0 10 1 === ===−=≥ === 1 0,50,5 0,50,5 0,250,5 0,25 0,5)P(X = = =− = −− − => α α αα αα α )( x )exp(1/2000 ~ vida de tempo :X 1 2000 2000 1 ee2000)P(X − − ==> x 1-e-λx e-λx 90,08x 14,93 80-x0,675 σ μ-XZ 0,675z0,75z)P(Z 0,75x)P(X 0,75x)P(X 1500x)2000.P(X )N(80;14,93~prova concluir para tempo :X 2000n 2 =⇒=⇒= =⇒=<⇒=< =<⇒=< = IC (µ; 0,95): 2 ± 1,96 × 400 S IC (µ; 1−−−−α): ± zαααα/2 n σX 2S 1,96 400 0,20S ≅ = ( ) ( ) ( )0,4480 ; 0,35200,0480,4 400 0,410,41,960,4 ACandidato =± −± ( ) ( ) ( )0,3967 ; 0,30330,04670,35 400 0,3510,351,960,35 B Candidato =± −± ( ) ( ) ( )0,2924 ; 0,20760,04240,25 400 0,2510,251,960,25 C Candidato =± −± 600,25 0,04 0,5 x 0,5 x 1,96 d p)p(1z n 2 2 2 2 2α == − = PROBABILIDADE_DISTANCIA/PROVA2_simulada.pdf MAT02219 – PROBABILIDADE E ESTATÍSTICA – PROVA 2 – SIMULADA Profª. Lisiane Selau – DEST/UFRGS NOME: ..................................................................................................................... 1. A função de distribuição acumulada da variável aleatória discreta X é dada por: ≥ <≤ <≤ <≤ < = 4xse1 4x3se90 3x2se50 2x1se20 1xse0 xF , ,, ,, ,, , )( Sendo E(X), Mo(X) e Md(X), respectivamente a média, a moda e a mediana de X, então o valor de E(X) + 2Mo(X) - 3Md(X) é A) 0,4. B) 0,5. C) 0,7. D) 0,9. E) 1. 2. Ana e o irmão sempre jogam uma moeda para decidir quem irá lavar a louça do jantar. Se sair "cara" na moeda, Ana lava a louça, se sair "coroa", o irmão de Ana lava a louça. Nas últimas 10 tentativas, Ana teve que lavar a louça 9 vezes. Sabendo-se que a moeda não foi adulterada, qual era probabilidade de Ana ter sido sorteada 9 vezes nos últimos 10 dias? A) 0,59 B) 0,9 C) 10 x 0,510 D) 9 x 0,59 E) 0,510 3. Suponha que o número de eleitores que chegam a uma seção de uma Zona Eleitoral no dia de uma determinada eleição, siga a uma distribuição de Poisson com uma média de chegada de 30 eleitores por meia hora. A probabilidade de que cheguem menos de 3 eleitores em 5 minutos é A) 12,5 e-5. B) 12,5 e-6 C) 18,5 e-5 D) 17,5 e-5. E) 17,5 e-6. 4. Considere o experimento no qual duas lâmpadas são acesas ao mesmo tempo, sendo que o tempo de vida da primeira tem distribuição exponencial com média 1/λ horas e o tempo de vida da segunda é independente do da primeira e tem distribuição exponencial com média 1/(2λ) horas. A probabilidade de pelo menos uma das duas lâmpadas queimar nas primeiras 4h é: A) 1 – exp{–12λ}. B) 1 – exp{–32λ}. C) exp{–4λ} + exp{–8λ}. D) 16 exp{–λ} + exp{–2λ}. E) exp{–32λ² }. 5. Uma variável aleatória contínua X é uniformemente distribuída no intervalo real [0 , 50]. A probabilidade de que X seja maior do que 20 é igual a: A) 0,8 B) 0,6 C) 0,4 D) 0,2 E) 0,1 6. Sabe-se que o tempo para a ocorrência de defeito em uma peça tem distribuição normal com média de 1200 dias e desvio padrão de 100 dias. O fabricante de tais peças oferece aos seus clientes uma garantia de g dias (ele substitui toda peça que durar g dias ou menos). O valor de g para que apenas 0,5% das peças sejam substituídas é, em dias, igual a A) 742. B) 768. C) 856. D) 942. E) 967. 7. Há interesse em estudar o comportamento da ocorrência de erros em formulários de pedidos de um órgão público. Admite-se que o número de erros encontrados por formulário seja uma variável aleatória discreta X, e que devido ao treinamento dado aos funcionários do referido órgão público a ocorrência de erro pode ser considerado um evento raro. Com base nas informações anteriores, qual é o melhor modelo probabilístico para a variável aleatória X? A) Binominal B) Exponencial C) Hipergeométrica D) Normal E) Poisson. 8. Uma amostra aleatória simples de tamanho 400 de uma variável populacional normalmente distribuída com média desconhecida e variância igual a 25 foi observada e indicou uma média amostral igual a 12,52. O intervalo de 95% de confiança para a média é dado por: A) (12,03 , 13,01) B) (11,65 , 13,39) C) (10,99 , 15,05) D) (10,44 , 15,60) E) ( 9,99 , 16,05) 9. Em uma pesquisa eleitoral realizada com 600 eleitores escolhidos aleatoriamente, 360 mostraram-se favoráveis ao candidato X. Deseja- se construir um intervalo de confiança de 95% para a proporção de eleitores favoráveis ao candidato X com base nessa amostra. A amplitude deste intervalo é igual a A) 7,84%. B) 6,86%. C) 5,88%. D) 4,90%. E) 3,92%. 10. Uma pesquisa baseada em 200 eleitores revelou que 55% votariam no candidato “A” se a eleição fosse realizada naquele momento. Com nível de confiança de 95%, qual a margem de erro (e) da pesquisa, e qual seria o tamanho da amostra (n) recomendado para uma margem de erro de 5%? A) e = 5,0%; n= 250 B) e = 5,5%; n= 400 C) e = 5,8%; n= 266 D) e = 6,9%; n= 266 E) e = 6,9%; n= 380 1 A B C D E 5 A B C D E 9 A B C D E 2 A B C D E 6 A B C D E 10 A B C D E 3 A B C D E 7 A B C D E 4 A B C D E 8 A B C D E BOA PROVA ! 1-D, 2-C, 3-C, 4-A, 5-B, 6-D, 7-E, 8-A, 9-A, 10-E PROBABILIDADE_DISTANCIA/PROVA3_MAT02219_gabarito.pdf A) Para o teste de proporções utiliza-se a estatística z. B) O erro do tipo II é dado pela probabilidade de não se rejeitar uma hipótese falsa, e o erro do tipo II é dado pela probabilidade de rejeitar uma hipótese verdadeira. C) Pode-se ter o teste unilateral quando o interesse é testar se a diferença entre as médias é maior ou menor. D) O valor-p de teste bilaterais é duas vezes a probabilidade da região extrema delimitada pelo valor da estatística calculada. 2,1 16 4 2022,1 n σ μxt 4s 22,1x 16n = − = − = = = = ≠ = 20μ :H 20μ :H A 0 2,00 127,4/ 4,3 n/S dT d === )( :H )( :H dfi1 dfi0 0 0 >> == µµµ µµµ Como tc=2,0 < t0,01(11)=2,718 Não rejeitamos H0, ou seja, não há evidências para comprovar que a dieta combinada com um programa de exercícios físicos seja efetiva na redução do colesterol. BA1 BA0 :H :H µµ µµ ≠ = 2828,0 2 0,4 10 2 0,04 1 100 1 100 1 0,981,02 S n 1 n 1 XXT 2 21 21 === + − = + − = Como tc = 0,2828 e t0,025 = 1,96 ⇒ Não se rejeita a hipótese de igualdade de médias, ou seja, os dados não revelaram diferença significativa entre as médias. Em outras palavras, as duas máquinas parecem apresentar a mesma eficiência quanto à quantidade média de refrigerante nas garrafas. 1,645z2,91z 0,05 =>= 0,0927/300p 0,15:H 0,15 :H A 0 == < = π π ( ) ( ) 2,91 300 0,1510,15 0,150,09 n 1 p z 00 0 −= − − = − − = ππ π ⇒ Rejeita-se H0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 0 2 4 6 8 10 12 X Y = +β β0 1xy β0 é a interseção (valor de Y para X = 0)β1 é a inclinação da reta -2,09 é a quantidade que varia na produtividade para cada aumenta de uma unidade (ºC) da temperatura do dia. PROBABILIDADE_DISTANCIA/PROVA3_simulada.pdf MAT02219 – PROBABILIDADE E ESTATÍSTICA – PROVA 3 – SIMULADA Profª. Lisiane Selau – DEST/UFRGS NOME: ..................................................................................................................... 1. Com base em uma amostra de 100 pares das observações (Xi, Yi) i = 1,2, ...100, deseja-se ajustar o modelo de regressão: Y = β0 + β1X + ε Para esta amostra obteve-se: 1600xxS 100 1i 2 ixx =-= å = )( e 230400yyS 100 1i 2 iyy =-= å = )( Sejam r o coeficiente linear de Pearson entre X e Y, a 1bˆ estimativa de mínimos quadrados de β1 e r 2 o coeficiente de determinação do modelo. Então, se r = 0,80, tem-se que 1bˆ e r 2 valem: A) 1bˆ = 8,0 e r 2 = 0,64 B) 1bˆ = 8,4 e r 2 = 0,64 C) 1bˆ = 9,6 e r 2 = 0,64 D) 1bˆ = 9,6 e r 2 = 0,89 E) 1bˆ = 12,0 e r 2 = 0,89 2. Uma das ferramentas de análise de dados e de solução de problemas é o diagrama de dispersão. Tal ferramenta mede a força de correlação linear entre duas variáveis quantitativas. Observe os gráficos de dispersão a seguir e identifique a intensidade da correlação descrita na coluna da direita. Assinale a seguir a opção que contém a sequência CORRETA, de cima para baixo: A) 3, 4, 2, 1. B) 4, 3, 1, 2. C) 3, 4, 1, 2. D) 4, 3, 2, 1. E) 4, 2, 4, 1. 3. Deseja-se testar a hipótese se a altura média mx dos trabalhadores de um determinado ramo de atividade X é igual à altura média my dos trabalhadores de outro ramo de atividade Y, aos níveis de 1% e 5%. Para isto, considerou-se que as alturas dos trabalhadores de X e Y são normalmente distribuídas. O desvio padrão da população X é igual a 3 cm e o desvio padrão de Y igual a 4 cm. Uma amostra aleatória de 2.500 trabalhadores de X e uma amostra aleatória de 2.500 trabalhadores de Y forneceu as médias de 160,0 cm e 159,8 cm, respectivamente. As hipóteses formuladas foram H0: mx = my contra H1: mx ¹ my. É correto afirmar que H0: A) é rejeitada para qualquer nível de significância inferior a 1%. B) é rejeitada tanto ao nível de significância de 1% como ao nível de significância de 5%. C) não é rejeitada para qualquer nível de significância superior a 5%. D) não é rejeitada ao nível de significância de 1% e rejeitada ao nível de significância de 5%. E) não é rejeitada tanto ao nível de significância de 1% como ao nível de significância de 5%. 4. Uma indústria produz uma peça em que uma amostra aleatória de 144 peças apresentou um peso médio igual a 19,5 kg. O desvio padrão da população dos pesos destas peças é igual a 2 kg. Deseja-se testar a hipótese de que a média µ da população é igual a 20 kg. Foram formuladas as hipóteses H0: m = 20 e H1: m ¹ 20. Pode-se concluir que: A) tanto ao nível de significância de 1% como ao nível de significância de 5% H0 não é rejeitada B) H0 é rejeitada ao nível de significância de 5%, mas não ao nível de significância de 1%. C) H0 é rejeitada para qualquer nível de significância superior a 1% e inferior a 5%. D) a conclusão é que H0 é rejeitada para qualquer nível de significância, pois 19,5 ¹ 20. E) não existe um nível de significância inferior a 1% tal que H0 não é rejeitada. 5. Em um período, é realizada uma pesquisa com 150 passageiros escolhidos aleatoriamente em um grande aeroporto, detectando-se que 60 deles são do sexo feminino. Com base nesta pesquisa, deseja- se testar a hipótese de que a proporção dos passageiros do sexo feminino é igual a dos passageiros do sexo masculino. Sendo p a proporção dos passageiros do sexo feminino, foram formuladas as hipóteses H0: p = 0,50 (hipótese nula) e H1: p ≠ 0,50 (hipótese alternativa), supondo normal a distribuição da frequência relativa dos passageiros do sexo feminino. Utilizando a aproximação da distribuição normal, é correto afirmar que H0: A) é rejeitada para qualquer nível de significância inferior a 5%. B) é rejeitada tanto ao nível de significância de 1% como de 5%. C) é rejeitada para qualquer nível de significância superior a 1% e inferior a 5%. D) não é rejeitada ao nível de significância de 5%. E) não é rejeitada para qualquer nível de significância inferior a 1%. 6. . Com relação a um teste simples de hipótese, assinale a afirmativa correta. A) A hipótese nula a ser testada deve ser construída com muita atenção porquanto é o objeto da inferência estatística, enquanto que a hipótese alternativa só precisa ser contrária à hipótese nula. B) Um teste bicaudal de nível de significância a rejeita a hipótese nula H0: m = m0 precisamente quando m0 está fora do intervalo de confiança de nível (1-a) para m. C) Se o grau de significância do teste é a, significa que (1-a) é a probabilidade de se cometer erro do tipo I. D) Na definição de um teste, deve-se levar em conta que quanto menor o grau de significância do teste (a), maior será o poder do teste (p), uma vez que (a+p)=1. E) Erro do tipo II, embora definido para uma hipótese alternativa específica, ocorrerá sempre com probabilidade igual ao poder do teste. 7. Uma amostra aleatória simples X1, X2, ... , X25, de tamanho 25, de uma distribuição normal com média m foi observada e indicou as seguintes estatísticas: O valor-p do procedimento usual para testar H0: m = 10 versus H1: m > 10 é um número: A) menor do que 0,01. B) entre 0,01 e 0,10. C) entre 0,10 e 0,25. D) entre 0,25 e 0,30. E) maior do que 0,30. 8. Seja X uma variável aleatória normalmente distribuída com média µ e variância populacional desconhecida. Deseja-se testar a hipótese em que a média µ da população, considerada de tamanho infinito, é superior a 20, ao nível de significância de 5%. Para testar a hipótese, foi extraída uma amostra aleatória de 9 elementos, apurando-se uma média igual a 21 e com a soma dos quadrados destes elementos igual a 3.987. As hipóteses formuladas foram H0: m = 20 e H1: m > 20. Utilizando o teste t de Student, obtém-se que o valor da estatística tc (t calculado), para ser comparado com o t tabelado, é igual a A) 1,5. B) 2,0. C) 2,5. D) 3,0. E) 4,0. 9. Para testar H0: p = 0,5 contra H1: p > 0,5, sendo p a proporção de pessoas que são protegidas por planos de previdência privada numa certa população, uma amostra aleatória simples de tamanho 400 será obtida e será usado como critério de decisão rejeitar a hipótese H0 se a proporção de pessoas com essa proteção na amostra for maior ou igual a um certo número k. Ao nível de significância de 5%, o valor de k é aproximadamente igual a: A) 0,508. B) 0,541. C) 0,562. D) 0,588. E) 0,602. 10. Para testar H0: m = 10 contra H1: m < 10 sendo m a média de uma variável populacional suposta normalmente distribuída com variância igual a 100, uma amostra aleatória simples de tamanho 25 foi obtida e resultou num valor da média amostral igual a 15,76. Ao nível de significância de 5%, o valor-p correspondente e a decisão a ser tomada são respectivamente: A) 0,058 e não rejeitar H0 B) 0,102 e não rejeitar H0 C) 0,154 e não rejeitar H0 D) 0,002 e rejeitar H0 E) 0,01 e rejeitar H0 1 A B C D E 5 A B C D E 9 A B C D E 2 A B C D E 6 A B C D E 10 A B C D E 3 A B C D E 7 A B C D E 4 A B C D E 8 A B C D E BOA PROVA ! 1 – C; 2 – A; 3 – D; 4 – C; 5 – E; 6 – B; 7 – D; 8 – B; 9 – B; 10 – D
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