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Formulário para a P2 X x 1 x 2 ... x n n n ix i n 1 . 1n xnx 1n )x(x s 22 i n 1i 2 i 2 x s cv Q2 = Mediana(x) = Pos(Q1) = ; Pos(Q3) = s)3xs;3x( Cerca Inferior = Q1 – 3 2 × DIQ Cerca superior = Q3 + 3 2 × DIQ sxy = = ; rxy = b = = = ; a = = E( Var ( ; Distribuição ) → Normal padrão, quando n E( )=p ; Var( ) =. ; Condição p/ aproximar Binomial por Normal: np(1 – p) . ñ tendencioso se E( ) = ; B( ) = E ( ) – ; EQM( ) = E[( )2] = Var( ) + [B( )] 2 = 1 n σ d 2Φ ; 2Ф(2 ) – 1. 2 2 α 1 d σz n p).p(1 d z n 2 2 α 1 Intervalo de confiança de 100(1 – α)% para µ, com σ conhecido: Interv Conf de 100(1 – α)% para µ, com σ desconhecido: (ν = n – 1) Interv Conf conservativo de 100(1 – α)% para p: Interv Conf não conservativo de 100(1 – α)% para p: = P [Erro I] = P(Rejeitar H0), se H0 é verdadeira; = P [Erro II] = P(Aceitar H0), se H0 é falsa Teste para (com σ conhecido): Estatística de teste: Z = n σ μX 0 ; Z ~ N(0; 1), sob H0 H0: = 0 vs H1: 0 R: H0: 0 vs H1: > 0 R: H0: 0 vs H1: < 0 R: Teste para (com σ desconhecido): Estatística de teste: T = n s μX 0 ; T ~ t de Student com (n – 1) g.l., sob H0 H0: = 0 vs H1: 0 R: H0: 0 vs H1: > 0 R: H0: 0 vs H1: < 0 R: = p-valor = menor tal que, ao usar o teste com os dados observados, ainda rejeitamos H0. Teste para p: Estatística de teste: ; H0: p = p0 vs H1: p p0 R: ou H0: p 0 vs H1: p > p0 R: H0: p p0 vs H1: p < p0 R:
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