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COMPARAÇÃO DE DUAS POPULAÇÕES NORMAIS COM VARIÂNCIAS DESCONHECIDAS IGUAIS E DESIGUAIS: CASO AMOSTRAS INDEPENDENTES. UAEst/CCT/UFCG UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 1/14 Testes de hipóteses sobre a igualdade de médias de duas populações normais. Condições Necessárias Sejam X e Y duas populações normalmente distribuı́das, X ∼ N(µX , σ2X) e Y ∼ N(µY , σ2Y ), em que µX , µY , σ2X e σ 2 Y são desconhecidos. SejamX1, X2, ..., XnX e Y1, Y2, ..., YnY amostras, independentes uma da outra, de X e de Y , respectivamente. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 2/14 Variâncias desconhecidas e iguais σ2X = σ 2 Y = σ 2 Como S2X e S 2 Y são dois estimadores não viesados de σ 2, podemos combiná-los para obter um estimador comum S2p = (nX − 1)S2X + (nY − 1)S2Y nX + nY − 2 , que também é um estimador não viesado de σ2. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 3/14 Procedimento Geral Definição das hipóteses 1. Teste bilateral{ H0 : µX − µY = 0 H1 : µX − µY 6= 0 2. Teste unilateral à direita{ H0 : µX − µY = 0 H1 : µX − µY > 0 3. Teste unilateral à esquerda{ H0 : µX − µY = 0 H1 : µX − µY < 0 UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 4/14 Escolha da Estatı́stica para o teste Estatı́stica Neste caso, utilizaremos a estatı́stica T = X − Y Sp √ 1/nX + 1/nY . Se a hipótese nula H0 : µX = µY for verdadeira, a estatı́stica de teste T = X − Y Sp √ 1/nX + 1/nY ∼ t(nX + nY − 2). Ou seja, a estatı́stica de teste, sob a hipótese nula, segue uma distribuição t de Student com (nX + nY − 2) graus de liberdade. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 5/14 Região Crı́tica Fixado o nı́vel de significância do teste (α) e supondo H0 verdadeira, a região crı́tica padronizada do teste fica como: a) RC = ]−∞;−tα[ ∪ ]tα;∞[ ; b) RC = ]t2α;∞[ ; c) RC = ]−∞;−t2α[ . Conclusão Se t0 ∈ RC, rejeitamos H0, caso contrário, não rejeitamos H0. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 6/14 Exemplo Duas técnicas de venda são aplicadas por dois grupos de vendedores: a técnica A, por 12 vendedores, e a técnica B, por 15 vendedores. Espera-se que a técnica B produza melhores resultados. Vamos testar, ao nı́vel de 5%, se há diferenças significativas entre as vendas resultan- tes das duas técnicas. Vamos supor que as vendas sejam distribuı́das normalmente, com variância comum σ2, desconhecida. No final de um mês, obtiveram-se os resultados para a técnica A: x = 68, s2X = 50. E os resultados para a técnica B: y = 76, s 2 Y = 75. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 7/14 Exemplo As hipóteses a serem testadas são:{ H0 : µX − µY = 0 H1 : µX − µY < 0. A partir das duas amostras calculamos s2p = 11× 50 + 14× 75 25 = 64, t0 = 68− 76√ 64 √ 1/12 + 1/15 = −2, 58. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 8/14 Exemplo Fixando α = 0, 05 e consultando a Tabela t com 25 graus de liberdade temos RC = ]−∞,−1, 708[ . Como t0 = 2, 56 pertence à RC, então rejeitamos H0, ou seja, existe evidência de que a técnica B produz melhores resultados do que a técnica A. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 9/14 Variâncias desconhecidas e desiguais σ2X 6= σ2Y Quando a hipótese de igualdade de variâncias for rejeitada, temos que sob a hipótese nula, que a estatı́stica T segue uma distribuição aproxi- madamente t de Student com ν graus de liberdade. T = X − Y√ S2X/nX + S 2 Y /nY ≈ t(ν), UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 10/14 Variâncias desconhecidas e desiguais em que ν = (A+B)2 A2/(nX − 1) +B2/(nY − 1) , na qual A = s2X nX , B = s2Y nY . UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 11/14 Exemplo Queremos testar as resistências de dois tipos de vigas de aço, X e Y. Uma amostra de 15 vigas do tipo X forneceu uma média amostral de 70,5 e variância amostral de 81,6, enquanto que uma amostra de 20 vi- gas do tipo Y forneceu uma média amostral de 84,3 e variância amos- tral de 161,5. Foi realizado um teste F com nı́vel de 10% e rejeitamos a hipótese de variâncias iguais. O interesse é testar UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 12/14 Exemplo { H0 : µX − µY = 0 H1 : µX − µY 6= 0. A estatı́stica de teste t0 = −13, 8 3, 68 = −3, 75. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 13/14 Exemplo Os graus de liberdade ν = 182, 66 2, 11 + 3, 43 = 32, 9, assim vamos usar ν = 33. Fixando-se α = 0, 05, temos da Tabela t que a RC = ]−∞;−2, 0345[ ∪ ]2, 0345;∞[ . Como t0 ∈ RC, rejeitamos a hipótese nula, assim há evidências de que os dois tipos de vigas têm resistências médias diferentes. UAEst/CCT/UFCG Campina Grande, 2017 14/14
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