CONTRASTES NO PARAMÉTRICOS: BONDAD DEL AJUSTE Y TABLAS DE CONTINGENCIA
|
|
- Ana Belén Araya Giménez
- hace 7 años
- Vistas:
Transcripción
1 CONTRASTES NO PARAMÉTRICOS: BONDAD DEL AJUSTE Y TABLAS DE CONTINGENCIA Atoo Morllas A. Morllas: C. o paramétrcos (I 1
2 CONTRASTES NO PARAMÉTRICOS: BONDAD DE AJUSTE Y TABLAS DE CONTINGENCIA Ifereca realzada hasta ahora: Ua muestra aleatora ( las x so varables aleatoras depedetes e el muestreo estmador dstrbucó del estmador fereca Modelo de poblacó coocdo, salvo sus parámetros Queda por comprobar (para ua fereca correcta: S el modelo es cosstete co la muestra (ajuste S las observacoes (varables x so realmete depedetes (aleatoredad e depedeca S la poblacó camba o o etre dos muestras dsttas (homogeedad A. Morllas: C. o paramétrcos (I
3 CONTRASTES NO PARAMÉTRICOS: BONDAD DE AJUSTE Y TABLAS DE CONTINGENCIA 1. Cotrastes de bodad del ajuste a. χ de Pearso b. Kolmogorov-Smrov c. Cotrastes específcos de ormaldad a. Lllefors b. Jarque-Bera c. Shapro-Wlks. Cotraste de depedeca (asocacó. Tablas de cotgeca 3. Cotraste de homogeedad A. Morllas: C. o paramétrcos (I 3
4 CONTRASTE DE BONDAD DE AJUSTE χ f(x H 0 : f(x=f 0 (x X/H 0 p = L L 1 f 0 ( x dx p L -1 L X f f = / =f f L -1 L A. Morllas: C. o paramétrcos (I 4 X
5 ESTADÍSTICO DE PRUEBA 1. B(, p, margal de ua multomal: e =E( =p Bajo H 0 : e =p 0. S e =E( =p 5 y p es pequeña (Posso: 3. Para prescdr del sgo de ( e, se eleva al cuadrado: [N(0,1] ~ χ 1 4. Dscrepaca total e los k tervalos: Σ k χ 5. Bajo H 0 : k = p p 1 ( e = e e e N(01, A. Morllas: C. o paramétrcos (I 5 χ k 1, ya que k = 1 =
6 PROCESO DE CÁLCULO 1. Tabulacó de la muestra e clases (k 5ye 5. Cálculo de las probabldades teórcas (p, bajo H Obteer las frecuecas esperadas: e =p 4. Obteer la χ obs valor muestral de ( -e / e 5. S χ obs χ 1-α (cola derecha, rechazar H 0 la dscrepaca es sgfcatva Nota: S o se cooce los r parámetros poblacoales e H 0, se estma por máxma verosmltud y se reduce los grados de lbertad e r : k ( = 1 e e χ k r 1 A. Morllas: C. o paramétrcos (I 6
7 RESUMEN TEST χ Hpótess ula: Ho: f(x = f o (x H 0 : p = p 0, =1,,.,k Base del test: dscrepaca etre (muestra y e =p (Ho Itervalos Frecuecas observadas Probabldad tervalo Frecuecas esperadas Valor del estadístco p /H 0 e ( -e / e < L 1 1 p 1 e 1 = p 1 ( 1 -e 1 / e 1 L 1 L p e = p ( -e / e L -1 L L k-1 y más k p p k e = p e k = p k ( -e / e ( k -e k / e k = p = 1 e = χ obs. A. Morllas: C. o paramétrcos (I 7
8 COMENTARIOS SOBRE EL TEST χ 1. Aplcable a varables cotuas (agrupadas e tervalos y dscretas. Muestra y úmero tervalos grades (e = p 5 3. Estadístco, segú parámetros e H 0 : 1. Especfcados χ k-1. No especfcados (r χ k-r-1 (EMV o χ -mímos 4. Es u test astótco sesble al valor de Dstgur etre sgfcacó estadístca y sgfcacó real. Para c > 1: χ obs.( c. k ( c = = 1 cp cp = c χ A. Morllas: C. o paramétrcos (I 8 obs.
9 F 0 (x F (x F (x ( =1 F (x ( F 0 (x F (x (-1 TEST DE KOLMOGOROV-SMIRNOV Hpótess ula H 0 : F(x = F 0 (x D (x D 1 (x F (x F 0 (x F (x ( F (x (1 x (1 x ( x (-1 x (. x ( X Estadístco de prueba: D = max {D 1 (x D (x } A. Morllas: C. o paramétrcos (I 9
10 RESUMEN TEST K-S Hpótess ula: H 0 : F(x = F 0 (x, especfcada e forma y e parámetros. Estadístco de prueba: D =max D 1 (x ( D (x (, =1,,., Regó crítca: D obs. D, rechazar H 0 (el modelo propuesto o es váldo. Aplcable sólo a varables cotuas. Puede utlzarse para muestras pequeñas. A. Morllas: C. o paramétrcos (I 10
11 CÁLCULOS EN K-S x ( N F (x ( F 0 (x ( D 1 (x ( D (x ( x (1 x ( x ( x ( N 1 N N N F (x (1 F (x ( F (x ( F (x ( F 0 (x (1 F 0 (x ( F 0 (x ( F 0 (x ( D 1 (x (1 D 1 (x ( D 1 (x ( D 1 (x ( D (x (1 D (x ( D (x ( D (x ( D 1 (x ( = F (x (-1 - F 0 (x ( ; D (x ( = F (x ( - F 0 (x ( A. Morllas: C. o paramétrcos (I 11
12 TEST DE NORMALIDAD DE LILLIEFORS Adaptacó de K-S al caso de ua ormal co parámetros descoocdos. Hpótess ula: H 0 : F(x = Normal ; parámetros descoocdos. µ y σ se estma de la muestra, medate x y ŝ. Estadístco de prueba: D =max D 1 (x ( D (x (,el msmo que el de K-S, pero los valores crítcos camba. Hay que mrarlos e la tabla obteda por Lllefors. La poteca de este test para u tamaño muestral o muy grade es baja. Por tato, ecesta muestras grades ( 100. A. Morllas: C. o paramétrcos (I 1
13 TEST DE NORMALIDAD DE JARQUE-BERA Cotrastes de asmetría y aputameto: H 0 : X es smétrca Estadístco de asmetría: α = 1 3 ( x x = 1 3 s ~ N( µ = 0, σ = H 0 : X es mesocúrtca Estadístco de aputameto: 6 α 1 6 ~ Z, para 50 4 ( x x α 3 1 α = = ~ N( µ = 3, σ = 4 Z, 00 4 s 4/ ~ Regó crítca de colas: Z obs Z α/ o Z obs Z 1- α/ A. Morllas: C. o paramétrcos (I 13
14 TEST DE NORMALIDAD DE JARQUE-BERA Cotraste de ormaldad: H 0 : X es ormal Estadístco de prueba: α α χ / 4/ α1 6 + ( α 3 4 χ Regó crítca: s α 1 =0 y α =3 χ =0 (aceptaríamos H 0. Por tato, la RCO estará a la derecha: obs Se trata de u test para muestras grades χ χ ;1 α A. Morllas: C. o paramétrcos (I 14
15 TEST DE NORMALIDAD DE SHAPIRO-WILKS RECTA PROBABILÍSTICO NORMAL E( x = µ + σ c (, (c 1,7 (c,7 =q 1 (c 4,7 = Me (c 5,7 (c S H 0 es certa: 3,7 E[(x ( - µ /σ ] = c, (c 6,7 =q 3 (c 7,7 Z (c,7 X x (1 x ( x (3 x (4 x (5 x (6 x (7 Muestra 1 x (1 x ( x (3 x (4 x (5 x (6 x (7 Muestra A. Morllas: C. o paramétrcos (I 15
16 ESTADÍSTICO DE SHAPIRO-WILKS GRÁFICO Q-Q x ( x (4 x (6 x (7 x(5 x (1 x ( σ x (3 E[x ( ]= µ + c, σ µ w = r = R = s s x x ( (, c s, c, c, S ω obs < ω α Rechazar H 0 A. Morllas: C. o paramétrcos (I 16
17 TEST DE NORMALIDAD DE SHAPIRO-WILKS S H 0 : X ~N(µ,σ, el valor esperado de la observacó muestral -ésma (cuatl, tpfcada, vedrá dado por u cuatl e Z: x( µ E = c E ( x, ( = µ + c, σ σ Los datos muestrales debería estar próxmos a esta recta El test mde esa proxmdad, estudado la bodad del ajuste, gráfco q-q, etre los cuatles x ( y los cuatles c, (w = r : w 1 q = s j= 1 a ( x x ( j, ( j+ 1 ( j = Muestras pequeñas ( < 30. Potete. Los a (j, está tabulados A s par q=/ mpar q=(-1/ RCO w obs w α A. Morllas: C. o paramétrcos (I 17
18 RESUMEN BONDAD DE AJUSTE TEST TIPO DE VARIABLE HIPÓTESIS NULA TAMAÑO MUESTRA Ch-cuadrado Cot. o dsc. No especf.(r Grade Kolmo.-Smr. Cotua Especfcada Pequeño K-S-Lllefors Cotua (N No especf. Grade Jarque-Bera Cotua (N No especf. Grade Shapro-Wlks Cotua (N No especf. Pequeño A. Morllas: C. o paramétrcos (I 18
19 TABLAS DE CONTINGENCIA Característca A 1 r Total TABLA DE CONTINGENCIA Característca B 1 j s Total r1 r.1. r s 1j j j rj.j j =. =. j = = 1 j = 1 = 1 j = 1 r s 1s s s rs.s r. A. Morllas: C. o paramétrcos (I
20 CONTRASTE DE INDEPENDENCIA H 0 : depedeca H 0 : p j = p.. p.j, =1,,.,r ; j=1,,.,s Aplcado el crtero de la χ de Pearso (frecuecas observadas-esperadas: r s ( j ej χ ; e rs j = pj e 1 = 1 j= 1 S H 0 es certa p j = p.. p.j, la expresó ateror queda como: r s ( j p p = 1 j= 1.. j. p. j p Desdades coocdas χ rs 1 pˆ =.. r j s = 1 j= 1.. j A. Morllas: C. o paramétrcos (I 0 j.. j χ ( r 1( s 1 rs-1-(r-1-(s-1 Desdades descoocdas
21 CONTRASTE DE HOMOGENEIDAD Característca A 1 r Total Muestras o expermetos 1 j s Total r1 r.1. 1j j j rj.j 1s s s rs.s 1... r. A. Morllas: C. o paramétrcos (I 1
22 OBJETO E HIPÓTESIS NULA Objeto: Comprobar s las muestras provee de la msma poblacó (poblacoes homogéeas para varable A Repetcó de u expermeto multomal (s veces Igual proporcó de observacoes e cada categoría de la característca A H 0 : La probabldad de éxto e cada categoría es la msma: H 0 : p 1 = p =. = p j =. = p s = p., =1,,.,r A. Morllas: C. o paramétrcos (I
23 ESTADÍSTICO DE PRUEBA H 0 es compuesta Test de la RV Se demuestra que la χ del test de la RV (- l λ, cocde co el test de depedeca Dscrepaca etre valores observados y esperados. Los valores esperados so: e j = E( j =.j p. s se cooce las p teórcas e j =. j (. / s se estma de la muestra por MV Estadístco prueba (RCO derecha: (r-1s co las p coocdas r s = 1 j= 1.. j A. Morllas: C. o paramétrcos (I 3 j.. j χ ( r 1( s 1 (r-1s-(r-1
Aproximación a la distribución normal: el Teorema del Límite Central
Aproxmacó a la dstrbucó ormal: el Teorema del Límte Cetral El teorema del límte cetral establece que s se tee varables aleatoras, X, X,..., X, depedetes y co détca dstrbucó de meda µ y varaza σ, a medda
Más detallesPRÁCTICA 13: PRUEBA DE HIPÓTESIS DE BONDAD DE AJUSTE E INDEPENDENCIA
PRÁCTICA 3: PRUEBA DE HIPÓTESIS DE BONDAD DE AJUSTE E INDEPENDENCIA E ocasoes ocurre que el ecargado de hacer u trabajo estadístco o está seguro de la dstrbucó de ua determada varable aleatora. Para solucoar
Más detalles9.3. Contrastes para comparar dos distribuciones
TEM 9: CONTRSTES NO PRMÉTRICOS 9.. Cotrastes de bodad de ajuste 9... Cotraste Ch-cuadrado 9... Cotraste de Kolmogorov-Smrov 9.. Cotraste de depedeca para tablas de cotgeca 9.3. Cotrastes para comparar
Más detallesCálculo y EstadísTICa. Primer Semestre.
Cálculo y EstadísTICa. Prmer Semestre. EstadísTICa Curso Prmero Graduado e Geomátca y Topografía Escuela Técca Superor de Igeeros e Topografía, Geodesa y Cartografía. Uversdad Poltécca de Madrd Capítulo
Más detallesSoluciones de los ejercicios de Selectividad sobre Inferencia Estadística de Matemáticas Aplicadas a las Ciencias Sociales II
Solucoes de los ejerccos de Selectvdad sobre Ifereca Estadístca de Matemátcas Aplcadas a las Cecas Socales II Atoo Fracsco Roldá López de Herro * Covocatora de 006 Las sguetes págas cotee las solucoes
Más detalles3. La distribución normal multivariada
3. La dstrbucó ormal multvarada Por qué es mportate la dstrbucó ormal multvarada? o Muchas de las téccas multvaradas supoe que los datos fuero geerados de ua dstrbucó ormal multvarada. o E la vda real
Más detallesCONTRASTES NO PARAMÉTRICOS (I) Antonio Morillas
CONTRASTES NO PARAMÉTRICOS (I) Atoo Morllas. Itroduccó. Cotrastes de ajuste. Cotraste χ. Cotraste de Kolmogorov-Smrov 3. Cotrastes específcos de ormaldad 3. Cotraste de ormaldad de Lllefors 3. Cotraste
Más detalles5.3 Estadísticas de una distribución frecuencial
5.3 Estadístcas de ua dstrbucó frecuecal 5.3. Meddas de tedeca cetral Meddas de tedeca cetral Las meddas de tedeca cetral so descrptores umércos que proporcoa ua dea de los valores de la varable, alrededor
Más detallesEspecialista en Estadística y Docencia Universitaria PRUEBAS DE NORMALIDAD MÉTODO DE KOLMOGOROV SMIRNOV
Especalsta e Estadístca y Doceca Uverstara PRUEBAS DE NORMALIDAD MÉTODO DE KOLMOGOROV SMIRNOV Tal vez el método más recomedable para el caso e que F(x) es ua dstrbucó cotua es el método para ua muestra
Más detallesCAPÍTULO 3 METODOLOGÍA. El objetivo del capítulo 3 es conocer la metodología, por lo cual nos apoyaremos en el
CAPÍTULO 3 METODOLOGÍA El objetvo del capítulo 3 es coocer la metodología, por lo cual os apoyaremos e el lbro de Smulato modelg ad Aalyss (Law, 000), para estudar alguas pruebas de bodad de ajuste. També
Más detallesMétodos de Predicción Inferencia. Curso María Jesús Sánchez Naranjo y Carolina García-Martos
Métodos de Predccó Ifereca Curso - María Jesús Sáchez Narajo y Carola García-Martos Dstrbucó Normal Camaa de Gauss x f x ex, x R π Ifereca Ifereca 3 Meddas Característcas 3 3 4 4 3 3 4 4 3 Curtoss CA Asmetría
Más detallesRegresión lineal simple
Descrpcó breve del tema Regresó leal smple Tema. Itroduccó. El modelo de regresó smple 3. Hpótess del modelo Lealdad, homogeedad, homocedastcdad, depedeca ormaldad 4. Estmacó de los parámetros Mímos cuadrados,
Más detalles02 ) 2 0 en el resto. Tiempo (meses) Ventilador adicional No No Si No Si Si Si Si No Si Tipo carcasa A C B A B A B C B C
Ua empresa motadora de equpos electrócos está realzado u estudo sobre aluos de los compoetes que utlza. E partcular mde el tempo de vda e meses reales de los procesadores que mota, dode a aluos de ellos
Más detallesLa inferencia estadística es primordialmente de naturaleza
VI. Ifereca estadístca Ifereca Estadístca La fereca estadístca es prmordalmete de aturaleza ductva y llega a geeralzar respecto de las característcas de ua poblacó valédose de observacoes empírcas de la
Más detallesESTADÍSTICA. Tercera Prueba de Evaluación continua 30 de noviembre de 2015
Tercera Prueba de Evaluacó cotua 30 de ovembre de 05.- Se ha tomado valores de ua varable físca X, que se supoe ormal, resultado: 30,; 30,8; 9,3; 9; 30,9; 30,8; 9,7; 8,9; 30,5; 3,; 3,3; 8,5. a) Costrur
Más detallesMUESTREO EN POBLACIONES FINITAS (1) Dos aspectos básicos de la inferencia estadística, no vistos aún:
A. Morllas - p. - MUESTREO E POBLACIOES FIITAS () Dos aspectos báscos de la fereca estadístca, o vstos aú: Proceso de seleccó de la muestra Métodos de muestreo Tamaño adecuado e poblacoes ftas Fabldad
Más detalles2. Muestreo Aleatorio Simple. 2. Muestreo Aleatorio Simple
. Muestreo Aleatoro mple. Muestreo aleatoro smple e poblacoes ftas... Meda, varaza proporcó muestrales: Propedades. Error de estmacó. Poblacó Y (, ). E V Muestra aleatora smple Y,..., Y (..d.) E V ( )
Más detallesTest de Hipótesis. Error de tipo I: Rechazar H 0 siendo H 0 Verdadera. Error de tipo II: No rechazar H 0 siendo H 0 Falsa
Error tpo I: Rechazar H sedo H Verdara Test Hpótess Error tpo II: No rechazar H sedo H Falsa Nvel Sgfcacó: = P(error tpo I = P(Rechazar H sedo H Verdara Probabldad error tpo II: = P(error tpo II = P(No
Más detallesTécnicas de validación estadística Bondad de ajuste
Técnicas de validación estadística Bondad de ajuste Georgina Flesia FaMAF 28 de mayo, 2013 Pruebas de bondad de ajuste Dado un conjunto de observaciones, de qué distribución provienen o cuál es la distribución
Más detallesOrden de la tirada. Figura 1: Frecuencia relativa de cara para una sucesión de 400 tiradas.
Estadístca (Q) Dra. Daa M. Kelmasky 99. Teoremas límte Frecueca Relatva 0.5 0.6 0.7 0.8 0.9.0 0 00 00 300 400 Orde de la trada Fgura : Frecueca relatva de cara para ua sucesó de 400 tradas. La fgura muestra
Más detallesNociones de Estadística
Químca Aalítca Prof. Aa Galao Jméez Nocoes de Estadístca Las medcoes tee sempre asocadas u error expermetal (herete a la resolucó del equpameto empleado, a errores aleatoros y/o a errores sstemátcos).
Más detalles( ) = 0 entonces ˆ i i. xy x Y Y xy Y x ˆ. β = = β =.(1) Propiedades Estadísticas de los estimadores MICO. Linealidad.
Propedades Estadístcas de los estmadores MICO Lealdad ) y Y Y Y Y = = = β Y Dado que la = 0 etoces β =.) S defmos el poderador k =, co las propedades sguetes: a) No estocástco b) k = 0 c) k = k d) = kx
Más detallesEstadística. Tema 2: Medidas de Tendencia Central.. Estadística. UNITEC Tema 2: Medidas de Tendencia Central Prof. L. Lugo
Estadístca Tema : Meddas de Tedeca Cetral. Estadístca. UNITEC Tema : Meddas de Tedeca Cetral 1 Parámetros y Estadístcos Parámetro: Es ua catdad umérca calculada sobre ua poblacó La altura meda de los dvduos
Más detallesGRADO EN PSICOLOGIA INTRODUCCIÓN AL ANÁLISIS DE DATOS Código Asignatura: FEBRERO 2010 EXAMEN MODELO C
Febrero 010 EAMEN MODELO C Pág. 1 GRADO EN PICOLOGIA INTRODUCCIÓN AL ANÁLII DE DATO Códgo Asgatura: 6011037 FEBRERO 010 EAMEN MODELO C 1 80 5 3 8 4 1 5 6 6 7 1,0 1,47 38-40 18 35-37 36 3-34 5 9-31 46 6-8
Más detallesPyE_ EF1_TIPO2_
SEMESTRE 9- TIPO DURACIÓN MÁIMA.5 HORAS JUNIO DE 9 NOMBRE. "Scram" es el térmo que utlza los geeros ucleares para descrbr u rápdo cerre de emergeca de u reactor uclear. La dustra uclear ha hecho esuerzos
Más detallesTema 16: Modelos de distribución de probabilidad: Variables Continuas
Aálss de Datos I Esquema del Tema 6 Tema 6: Modelos de dstrbucó de robabldad: Varables Cotuas. EL MODELO RECTANGULAR. EL MODELO NORMAL, N(μ, σ) 3. MODELO CHI-CUADRADO DE PEARSON, χ k 4. MODELO t DE STUDENT,
Más detallesAnálisis de Regresión
Aálss de Regresó Ig. César Augusto Zapata Urqujo Ig. José Alejadro Marí Del Río Facultad de Igeería Idustral Uversdad Tecológca de Perera 0-05 Modelo de Regresó Leal Smple Y Dados A (, ) =,,. Gráfco o
Más detallesC URVA DE L ORENZ C OEFICIENTE DE D ESIGUALDAD DE G INI
TESIS DESARROLLO REIONAL C URVA DE L ORENZ C OEFICIENTE DE D ESIUALDAD DE INI D OCUMENTO A UXILIAR N DANIEL CAUAS - 5 JUN 203 LA CURVA DE LORENZ La curva de Lorez (Corado Lorez 905), es u recurso gráfco
Más detallesSIMULACION. Departament d'eio / Notes Curs MEIO/FIB 33
SIMULACION TECNICA PARA IMITAR EN UN COMPUTADOR LAS OPERACIONES DE LOS SISTEMAS DEL MUNDO REAL A MEDIDA QUE EVOLUCIONAN EN EL TIEMPO, MEDIANTE MODELOS QUE LOS REPRESENTAN DE FORMA REALISTA Deartamet d'eio
Más detallesEstimación de Parámetros. Estimación Puntual. Universidad Técnica Federico Santa María. Estimación de Parámetros. Estimación de Parámetros.
Uversdad Técca Federco ata María Estmacó de Parámetros Capítulo 7 Estmacó de Parámetros Estadístca Computacoal II emestre 007 Prof. Carlos Valle Pága : www.f.utfsm.cl/~cvalle e-mal : cvalle@f.utfsm.cl
Más detallesInferencia Estadística
Ifereca Estadístca Poblacó y muestra Coceptos y defcoes Muestra Aleatora Smple (MAS) Cosderemos ua poblacó, cuya fucó de dstrbucó esta dada por F(), la cual está costtuda por u úmero fto de posbles valores,
Más detallesRegresión y correlación Tema 8. 1.1 Contraste sobre β 1.2 Regresión en formato ANOVA. 2. Correlación. Contraste sobre ρ xy
Unversdad Autónoma de Madrd 1 Regresón y correlacón Tema 8 1. Regresón lneal smple 1.1 Contraste sobre β 1. Regresón en formato ANOVA. Correlacón. Contraste sobre ρ xy Análss de Datos en Pscología II Tema
Más detallesTema 12: Modelos de distribución de probabilidad: Variables Continuas
Aálss de Datos I Esquema del Tema Tema : Modelos de dstrbucó de robabldad: Varables Cotuas. EL MODELO RECTANGULAR. EL MODELO NORMAL, N(; ) 3. MODELO CHI-CUADRADO DE PEARSON, k 4. MODELO t DE STUDENT, t
Más detallesTécnicas de validación estadística Bondad de ajuste
Técnicas de validación estadística Bondad de ajuste Georgina Flesia FaMAF 31 de mayo, 2011 Pruebas de bondad de ajuste Dado un conjunto de observaciones, de qué distribución provienen o cuál es la distribución
Más detallesNo debe entregar los enunciados
Curso 01-13 EAMEN MODELO A ág. 1 INTRODUCCIÓN AL ANÁLII DE DATO ETIEMBRE 013 Códgo asgatura: 6011037 EAMEN TIO TET MODELO A DURACION: HORA Materal: Addeda (Formularo y Tablas) y calculadora (cualquer modelo)
Más detallesEstadística Descriptiva
Estadístca Descrptva Parcalmete facado a través del PIE-04 (UMA). Promedos y meddas de poscó. Meddas de dspersó. Meddas de asmetría. Valores atípcos..4 Meddas de desgualdad..5 Valores atípcos: Dagrama
Más detallesGRADO EN PSICOLOGIA INTRODUCCIÓN AL ANÁLISIS DE DATOS Código Asignatura: FEBRERO 2010 EXAMEN MODELO A
Febrero 20 EAMEN MODELO A Pág. 1 GRADO EN PICOLOGIA INTRODUCCIÓN AL ANÁLII DE DATO Códgo Asgatura: 620137 FEBRERO 20 EAMEN MODELO A Tabla 1: Para estudar la relacó etre las putuacoes e u test () y el redmeto
Más detallesAnálisis de la Varianza
Descrpcó breve del tema Aálss de la Varaza Tema. troduccó al dseño de expermetos. El modelo. Estmacó de los parámetros. Propedades de los estmadores 5. Descomposcó de la varabldad 6. Estmacó de la dfereca
Más detallesDivisión de Estadísticas y Proyecciones Económicas (DEPE) Centro de Proyecciones Económicas (CPE)
Comsó Ecoómca para Amérca Lata y el Carbe (CEPAL Dvsó de Estadístcas y Proyeccoes Ecoómcas (DEPE Cetro de Proyeccoes Ecoómcas (CPE Estmacó Putual de Parámetros Chrsta A. Hurtado Navarro Mayo, 006 Estmacó
Más detalles1 Estadística. Profesora María Durbán
Tema 5: Estmacó de Parámetros Tema 5: Estmacó de Parámetros 5. Itroduccó y coceptos báscos 5. Propedades de los estmadores 5.4 Dstrbucó de u estmador e el muestreo Objetvos del tema: Al fal del tema el
Más detallesMétodos indirectos de estimación: razón, regresión y diferencia
Métodos drectos de estmacó: razó, regresó dfereca Cotedo. Itroduccó, defcó de estmadores drectos. Estmador de razó, propedades varazas. Límtes de cofaza. 3. Tamaño de la muestra e los estmadores de razó
Más detallesAGRO Examen Parcial 1
AGRO 5005 009 Exame Parcal Nombre: Istruccoes: Por favor lea los eucados y las pregutas cudadosamete. Se puede usar el lbro las tablas de dstrbucó ormal la hoja de fórmulas provsta y la calculadora. Para
Más detallesDada una sucesión x1, x2, x3,... x n dos a dos independientes, con una misma distribución de probabilidad y con esperanza µ y varianza σ
TEOREMA DE BERNOULLI GENERALIZADO > 0 Dada ua sucesó x1, x, x3,... x dos a dos depedetes, co ua msma dstrbucó de probabldad y co esperaza µ y varaza lím Se verfca que P x µ = 1 ó lím P x µ > = 0 El límte,
Más detallesTest de Kolmogorov Smirnov Patricia Kisbye El test chi-cuadrado en el caso continuo
Test de Kolmogorov Smirov Técicas de validació estadística Bodad de auste Kolmogorov-Smirov Patricia Kisbye FaMAF 29 de mayo, 2008 Icoveiete: No es secillo costruir los itervalos a partir de las probabilidades.
Más detallesÍNDICE 1. INTRODUCCIÓN A LA PROBABILIDAD... 11
ÍNDICE 1. INTRODUCCIÓN A LA PROBABILIDAD... 11 1.1. Probabldad, espaco muestral y sucesos... 11 1.1.1. Espaco muestral y sucesos... 11 1.1.. Probabldad... 14 1.1.3. Varable aleatora y fucó de dstrbucó...
Más detallesTEMA 7. ESTIMACIÓN. 7.2. Estimación puntual. Propiedades deseables de los estimadores 7.2.1. Introducción y definiciones 7.2.2. Estimadores Insegados
TEMA 7. ETIMACIÓN 7.1. Itroducció y defiicioes 7.. Estimació putual. Propiedades deseables de los estimadores 7..1. Itroducció y defiicioes 7... Estimadores Isegados 7.3. Estimació por itervalos de cofiaza
Más detallesREGRESIÓN LINEAL SIMPLE
RGRIÓN LINAL IMPL l aálss de regresó es ua técca estadístca para vestgar la relacó fucoal etre dos o más varables, ajustado algú modelo matemátco. La regresó leal smple utlza ua sola varable de regresó
Más detallesTema 6: Introducción al muestreo. Estimadores
Facultad de Ecoomía y Empresa Práctcas ema 6.- Itroduccó al muestreo. Estmadores ema 6: Itroduccó al muestreo. Estmadores VARIABLE Certa varable aleatora X se dstrbuye segú la fucó de desdad: sedo E(X)
Más detallesal nivel de significación α P6: Conclusión: Se debe interpretar la decisión tomada en Paso 5.
5. NÁLISIS DE VRINZ CONTENIDOS: OBJETIVOS: 5... Prueba de aálss de varaza. 5.. Comparacoes múltples. Determar los pasos a segur al realzar ua prueba de aálss de varaza Platear hpótess para la prueba de
Más detallesESTADÍSTICA. UNIDAD 3 Características de variables aleatorias. Ingeniería Informática TEORÍA
Uversdad Nacoal del Ltoral Facultad de Igeería y Cecas Hídrcas ESTADÍSTICA Igeería Iformátca TEORÍA Mg.Ig. Susaa Valesberg Profesor Ttular UNIDAD Característcas de varables aleatoras Estadístca - Igeería
Más detallesANalysis Of VAriance ANOVA Análisis de la Varianza. Teresa Villagarcía
ANalyss Of VArace ANOVA Aálss de la Varaza Teresa Vllagarcía El objetvo del dseño de expermetos Estudar s determados factores fluye sobre ua varable de uestro terés. Por ejemplo: Redmeto de u proceso dustral.
Más detallesCONCEPTOS FUNDAMENTALES
TEMA 8: CONTRASTES DE HIPÓTESIS PARAMÉTRICAS PRIMERA PARTE: Conceptos fundamentales 8.1. Hipótesis estadística. Tipos de hipótesis 8.2. Región crítica y región de aceptación 8.3. Errores tipo I y tipo
Más detallesTécnicas de Inferencia Estadística II. Tema 3. Contrastes de bondad de ajuste
Técnicas de Inferencia Estadística II Tema 3. Contrastes de bondad de ajuste M. Concepción Ausín Universidad Carlos III de Madrid Grado en Estadística y Empresa Curso 2014/15 Contenidos 1. Introducción
Más detallesTEMA 9. Contrastes no paramétricos y bondad de ajuste
TEMA 9. Cotrastes o paramétrcos y bodad de ajuste 9. Al falzar el tema el alumo debe coocer... fereca etre u cotraste parámetrco y uo o paramétrco Característcas de la estmacó utlzado los cotrastes o test
Más detallesContraste de Hipótesis
Cotraste de Hpótess 1. Se quere comprobar s ua muestra de tamaño co meda 1 procede de ua poblacó N(14,3) co el vel de sgfcacó,5..- E ua propagada se auca que uas determadas plas proporcoa más horas de
Más detallesTEMA 5: ANÁLISIS CONJUNTO DE VARIABLES ALEATORIAS Y DISTRIBUCIÓN DE AGREGADOS
MÉTODOS ESTADÍSTICOS PARA LA EMPRESA TEMA 5: ANÁLISIS CONJUNTO DE VARIABLES ALEATORIAS DISTRIBUCIÓN DE AGREGADOS 5..- Dstrbucoes -dmesoales. Aálss margal y codcoado 5..- Varables aleatoras depedetes. Propedades
Más detallesTEMA 4: CONTRASTES DE HIPÓTESIS. CONCEPTOS BÁSICOS
ASIGNATURA: ESTADÍSTICA II (Grado ADE,MIM,FBS) TEMA 4: CONTRASTES DE HIPÓTESIS. CONCEPTOS BÁSICOS 4.1. Hipótesis estadística. Tipos de hipótesis 4.2. Región crítica y región de aceptación 4.3. Errores
Más detallesEstadística I. Carmen Trueba Salas Lorena Remuzgo Pérez Vanesa Jordá Gil José María Sarabia Alegría. Capítulo 2. Medidas de posición y dispersión
Estadístca I Capítulo. Meddas de poscó y dspersó Carme Trueba Salas Lorea Remuzgo Pérez Vaesa Jordá Gl José María Saraba Alegría DPTO. DE ECOOMÍA Este tema se publca bajo Lceca: Creatve Commos BY-C-SA
Más detallesUNIDAD TEMÁTICA 9 REGRESIÓN LINEAL Y CORRELACIÓN ENUNCIADO 1
ESCUELA UNIVERSITARIA DE TÉCNICA INDUSTRIAL UNIDAD TEMÁTICA 9 REGRESIÓN LINEAL Y CORRELACIÓN ENUNCIADO La sguete tabla muestra la ota fal e los exámees de estadístca (E) e vestgacó operatva (IO) de ua
Más detallesEL CONTRASTE DE HIPOTESIS: Esquemas y ejemplos
EL CONTRASTE DE HIPOTESIS: Esquemas y ejemplos Ua vez expuesta la lógica de u Cotraste de Hipótesis y tras haber defiido los térmios y coceptos ivolucrados, hay que decir que esa lógica geeral se cocreta
Más detallesPruebas de bondad de ajuste
Pruebas de bondad de ajuste Existen pruebas cuantitativas formales para determinar si el ajuste de una distribución paramétrica a un conjunto de datos es buena en algún sentido probabilístico. Objetivo:
Más detalles4 Contrastes del Chi 2 de bondad del ajuste
4 Cotrastes del Chi de bodad del ajuste U cotraste de bodad del ajuste es de la forma o H 0 : P = P 0 frete a H 1 : P P 0 H 0 : P {P θ } θ Θ frete a H 1 : P / {P θ } θ Θ 4.1 Cotraste del χ para modelos
Más detallesTEMA 3: ESTIMACIÓN PUNTUAL.
TEMA 3: ESTIMACIÓN PUNTUAL. 3..- FUNDAMENTOS. La fereca estadístca proporcoa u método objetvo que establece reglas base para crtcar, rechazar y aceptar "tems" de formacó cetífca cuado prevalece codcoes
Más detalles10 MUESTREO. n 1 9/ / σ σ 1
10 MUESTREO 1 Cómo varará la desvacó típca muestral s se multplca por cuatro el tamaño de la muestra? Y s se aumeta el tamaño de la muestra de 16 a 144? S µ y so la meda y la desvacó típca poblacoales,
Más detallesContraste de Hipótesis
CONTRASTE DE HIPÓTESIS 1. Itroduccó. Cotraste de ua hpótess estadístca 3. Test ulateral y blateral 4. Test relacoados co ua sola meda (varaza coocda) 5. Relacó co la estmacó del tervalo de cofaza 6. Test
Más detallesNOMBRE Apellido Paterno Apellido Materno Nombre(s)
UNIVERSIDAD NACIONAL AUTÓNOMA DE MÉXICO FACULTAD DE INGENIERÍA DIVISIÓN DE CIENCIAS BÁSICAS COORDINACIÓN DE CIENCIAS APLICADAS DEPARTAMENTO DE PROBABILIDAD ESTADÍSTICA SEGUNDO EXAMEN FINAL RESOLUCIÓN SEMESTRE
Más detallesContraste de Hipótesis
Cotraste de Hpótess 1. Se quere comprobar s ua muestra de tamaño 0 co meda 10 procede de ua poblacó N(14,3) co el vel de sgfcacó 0,05..- E ua propagada se auca que uas determadas plas proporcoa más horas
Más detallesEstadística aplicada al Periodismo
Estadístca aplcada al Perodsmo Temaro de la asgatura Itroduccó. Aálss de datos uvarates. Aálss de datos bvarates. Seres temporales y úmeros ídce. Probabldad y Modelos probablístcos. Itroduccó a la fereca
Más detallesTécnicas experimentales de Física General 1/11
La distribució de Itroducció. Ejemplo. Defiició geeral de. Grados de libertad. reducido. La distribució de. Probabilidades de. Ejemplos: 1. Distribució de Poisso.. Bodad de u ajuste. Técicas eperimetales
Más detallesRELACIÓN ENTRE DOS VARIABLES NUMÉRICAS REGRESIÓN LINEAL SIMPLE. CORRELACIÓN. realizar el calibrado en análisis instrumental.
RELACIÓN ENTRE DOS VARIABLES NUMÉRICAS REGRESIÓN LINEAL SIMPLE. CORRELACIÓN Los métodos de regresó se usa para estudar la relacó etre dos varables umércas. Este tpo de problemas aparece co frecueca e el
Más detallesA I A subconjunto de S A es un Evento s A s es elemento de A Ocurre el evento A
Uversdad Técca Federco Sata María Departameto de Iformátca ILI-80 Coceptos áscos Capítulo 5: Modelos de Probabldad Estadístca Computacoal º Semestre 00 Profesor :Héctor llede Pága : www.f.utfsm.cl/~hallede
Más detallesPráctica 11. Calcula de manera simbólica la integral indefinida de una función. Ejemplo:
PRÁCTICA SUMAS DE RIEMAN Práctcas Matlab Práctca Objetvos Calcular tegrales defdas de forma aproxmada, utlzado sumas de Rema. Profudzar e la compresó del cocepto de tegracó. Comados de Matlab t Calcula
Más detallesMÓDULO 1 LEYES DE DISTRIBUCIÓN DE PROCESOS HIDROLÓGICOS
MÓDULO 1 LEYES DE DISTRIBUCIÓN DE PROCESOS HIDROLÓGICOS Autores: Dr. Ig. Roberto Pzarro T. Ig. Jua Pablo Flores V. Ig. Clauda Sagüesa P. Ig. Ezo Martíez A. 1. INTRODUCCIÓN El presete documeto fue extraído
Más detallesAplicación de Boostrapping en Regresión I
Aplcacó de Boostrappg e Regresó I U modelo de regresó leal basado e observacoes (x,y ) es de la forma y =x β+e (=,,..) dode y so los valores observados de la varable de respuesta y, y los x so vectores
Más detalles1 DISTRIBUCIONES DE PROBABILIDAD DE VARIABLE DISCRETA. LA BINOMIAL
Estadístca y probabldad 1 DISTRIBUCIONES DE PROBABILIDAD DE VARIABLE DISCRETA. LA BINOMIAL 1.1 DISTRIBUCIONES ESTADÍSTICAS Se usa dagramas de barras, dode la altura de éstas represeta la recueca de cada
Más detallesTest de Kolmogorov-Smirnov
Test de Kolmogorov-Smirnov Georgina Flesia FaMAF 2 de junio, 2011 Test de Kolmogorov-Smirnov El test chi-cuadrado en el caso continuo H 0 : Las v.a. Y 1, Y 2,..., Y n tienen distribución continua F. Particionar
Más detallesUN MÉTODO PARA CONTRASTAR LA BONDAD DE UN EXPERTO EN LA METODOLOGÍA PERT
UN MÉTODO PARA CONTRASTAR LA BONDAD DE UN EXPERTO EN LA METODOLOGÍA PERT RAFAEL HERRERÍAS PLEGUEZUELO FEDERICO PALACIOS GONZÁLEZ JOSÉ CALLEJÓN CÉSPEDES EDUARDO PÉREZ RODRÍGUEZ Departameto. de Ecoomía Aplcada.
Más detallesANÁLISIS DE REGRESIÓN
ANÁLISIS DE REGRESIÓN Feradez Departameto de Matemátcas Uversdad de Puerto Rco Recto Uverstaro de Mayagüez REGRESIÓN LINEAL SIMPLE Regresó: cojuto de téccas que so usadas para establecer ua relacó etre
Más detallesConsideraciones Previas
Uversdad Técca Federco Sata María Capítulo 7 Estmacó de arámetros Estadístca Computacoal II Semestre 005 rof. Héctor Allede ága : www.f.utfsm.cl/~hallede e-mal : hallede@f.utfsm.cl Cosderacoes revas Coceptos
Más detallesDistribuciones Muestrales
Estadístca II / Fucoes Varables Aleatoras. Ig. Dey Gozález Dstrbucoes Muestrales Muestreo Aleatoro Poblacó Muestra Herrametas Estadístcas Medaa Muestral ) ) / (( ) / ( ) / ( ; es mpar ; es par = = Meda
Más detallesProbabilidad ( A) Los axiomas de la probabilidad. φ = el conjunto vacío A B = A y no B C
Los axomas de la probabldad obabldad El prmer paso para descrbr la certdumbre es cosderar el cojuto de posbles resultados obtedos a partr de u expermeto aleatoro. Este cojuto es llamado espaco muestral
Más detallesIdentificación de Valores Atípicos
STATGRAPHICS Rev. 4/5/007 Idetfcacó de Valores Atípcos Resume El procedmeto Idetfcacó de Valores Atípcos está dseñado para ayudar a determar s ua muestra de observacoes umércas cotee o o valores atípcos.
Más detallesQué es ESTADISTICA? OBJETIVO. Variabilidad de las respuestas. Las mismas condiciones no conducen a resultados exactamente similares PROBLEMA SOLUCIÓN
Qué es ESADISICA? Es u couto de la rama de las Matemátcas Es algo aburrdo que mplca u motó de cuetas 3 Es u couto de téccas que se puede usar para probar cualquer cosa 4 Es u couto de coocmetos téccas
Más detallesModelos de Regresión Simple
Itroduccó a la Ifereca Estadístca Dept. of Mare cece ad Appled Bology Jose Jacobo Zubcoff Modelos de Regresó mple Que tpo de relacó exste etre varables Predccó de valores a partr de ua de ellas Varable
Más detallesGENERALIDADES ESTADISTICA DESCRIPTIVA
MOD MEDIDS DE TEDECI CETRL MEDI MEDI RITMETIC MOD MEDIDS DE TEDECI CETRL MEDI MEDI RITMETIC MEDIDS DE TEDECI CETRL MEDI RITMETIC Defcó: Es la suma de todos los datos de ua sere dvdda por su úmero Cálculo:
Más detallesMODELOS DE REGRESIÓN LINEALES Y NO LINEALES: SU
MODELOS DE REGRESIÓN LINEALES Y NO LINEALES: SU APLICACIÓN EN PROBLEMAS DE INGENIERÍA Clauda Maard Facultad de Igeería. Uversdad Nacoal de Lomas de Zamora Uversdad CAECE Bueos Ares. Argeta. maard@uolsects.com.ar
Más detallesTema 3. 3. Correlación. Correlación. Introducción
3-1 Introducción Tema 3 Correlación Coeficiente de correlación lineal de Pearson Coeficiente de correlación poblacional Contraste paramétrico clásico Transformación de Fisher Correlación bayesiana Test
Más detallesSupongamos que hemos aplicado el test F y hemos rechazado la H0.
Comparacó de medas tomadas de a pares CONDICION Meda s --------- ---------- ------ ---------- 0.00 3.0000 0.00 3.73 3 97.00 3.0000 4 93.00.44 TOTAL 98.73.6036 Supogamos que hemos aplcado el test F y hemos
Más detallesIntervalo de confianza para µ
Itervalo de cofiaza para p y ˆp1 ˆp ˆp1 ˆp ˆp z 1 α/ ; ˆp + z 1 α/, 7.6 ˆp + z 1 α/ ± z 1 α/ 1 + z 1 α/ ˆp1 ˆp + z 1 α/ 4 7.7 siedo ˆp = x/ y z 1 α/ el cuatil 1 α/ de la distribució ormal estádar. El itervalo
Más detallesNOMBRE. para los nuevos datos, incrementando 5 unidades cada calificación. entonces la media sumando 5 unidades a cada calificación es
UNIVERSIDAD NACIONAL AUTÓNOMA DE MÉICO FACULTAD DE INGENIERÍA DIVISIÓN DE CIENCIAS BÁSICAS COORDINACIÓN DE CIENCIAS APLICADAS DEPARTAMENTO DE PROBABILIDAD Y ESTADÍSTICA PRIMER EAMEN FINAL RESOLUCIÓN SEMESTRE
Más detallesweb: http://www.uv.es/friasnav/
LAS PRUEBAS PARAMÉTRICAS 1. Se conoce el modelo de distribución de la población objeto de estudio y se desconoce un número finito de parámetros de dicha distribución que hay que estimar con los datos de
Más detallesESTADÍSTICA poblaciones
ESTADÍSTICA Es la parte de las Matemátcas que estuda el comportameto de las poblacoes utlzado datos umércos obtedos medate epermetos o ecuestas. ESTADÍSTICA La Estadístca tee dos ramas: La Estadístca descrptva:
Más detallesModelos de Regresión análisis de regresión diagrama de dispersión coeficientes de regresión
Modelos de Regresó E muchos problemas este ua relacó herete etre dos o más varables, resulta ecesaro eplorar la aturaleza de esta relacó. El aálss de regresó es ua técca estadístca para el modelado la
Más detallesESTIMACIÓN. TEMA 5: Estimación puntual I. Propiedades de los estimadores. TEMA 6: Estimación puntual II. Métodos de estimación puntual
ESTIMACIÓN TEMA 5: Estimació putual I. Propiedades de los estimadores TEMA 6: Estimació putual II. Métodos de estimació putual TEMA 7: Estimació por itervalos CONTRASTES DE HIPÓTESIS TEMA 8: Cotrastes
Más detallesRespuesta. Si 100 manzanas es una muestra suficientemente grande podemos ocupar el TCL. Por lo tanto:
Curso: Estadístca Iferecal (ICO 8306) Profesores: Esteba Calvo, Pablo Huechapa y Omar Ramos Ayudates: José T. Meda, Fabo Salas y Daela Vlches PROBLEMA Cosdere que Ud. es dueño de u campo que produce mazaas,
Más detalles-Métodos Estadísticos en Ciencias de la Vida
-Métodos Estadístcos e Cecas de la Vda Regresó Leal mple Regresó leal smple El aálss de regresó srve para predecr ua medda e fucó de otra medda (o varas). Y = Varable depedete predcha explcada X = Varable
Más detallesTEMAS DE MATEMÁTICAS (Oposiciones de Secundaria)
TMA D MATMÁTICA (Oposcoes de ecudara) TMA 58 POBLACIO Y MUTRA. CODICIO D RPRTATIVIDAD D UA MUTRA. TIPO D MUTRO. TAMAÑO D UA MUTRA.. Itroduccó.. Tpos de Muestreo. 3. stmacó. 3.. Propedades de u Bue stmador.
Más detallesVARIABLE ALEATORIA Y FUNCIÓN DE DISTRIBUCIÓN
VARIABLE ALEATORIA Y FUNCIÓN DE DISTRIBUCIÓN - INTRODUCCIÓN E este tema se tratará de formalzar umércamete los resultados de u feómeo aleatoro Por tato, ua varable aleatora es u valor umérco que correspode
Más detalles