formulario de estadística básica (2015)
TRANSCRIPT
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
1/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
UNIVERSIDAD CENTRAL DE VENEZUELAFACULTAD DE AGRONOMIADEPARTAMENTO DE INGENIERÍA AGRÍCOLA Asignatura: ESTADISTICA BÁSICA
Amplitud de Variación:
AV=VMax-Vmin
Intervalo de Clases:
IC=AV/K
Media aritmética:
Población: Muestra:
Datos no agrupados Datos agrupados:
Coeficiente de Variación: Desviación media: Mediana:
Datos agrupados:
Rango Intercuartil:
Media de medias:
Varianza:Población:
Desviación estándar:
Muestra:
Datos no agrupados: Datos agrupados:
N
X N
ii
∑== 1µ n X
X
n
ii
∑== 1∑
∑=
==k
i
i
k
i ii
f
X f
X
1
1
+=
m f
jc L Md
n
X X
Dm
n
i
i∑=
−= 1
( )
N
X N
i
i∑=
−= 1
2
2
µ
σ ( )
1
1
2
2
−
−
=∑=
n
X X
S
n
i
i( )
1
1
2
2
−
−=
∑=
n
X X f
S
k
i
ii
11
2
12
2
−
−=
∑ ∑=
=
n
n
X
X
S
n
i
n
i i
i
1
1
2
12
2
−
−=
∑ ∑=
=
n
n
X f
X f
S
k
i
k
iii
ii
2
2
ss =
= σ σ
13 QQ RIQ −=
100(%) ⋅= X
S CV
∑
∑
=
=
= k
i
i
k
i
ii
n
X n
X
1
1
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
2/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
Variables aleatorias:Esperanza:
Covarianza:
Varianza:
[ ]22 )()()( x E x E xV −=
∑=
=n
i
xP x X E 1
22 )()(
Probabilidad condicional:
Si X e Y son v.a. independientes
debe cumplirse:
Recordar que:
Coeficiente de Correlación:
( ) ∑= x
x xP x E )(
k k E =)(
b xaE baX E ±=± )()( 0)( =k V
)()( 2 xV abaX V =±
( ) ( ) ( ) ( ) B AP BP AP B AP ∩−+=∪
( ) ( ) AP AP −=′ 1
)(
),()(
xP
y xP xY P
x
xy=
)(*)(),( yP xP y xP Y X XY =
[ ])()()()( Y E X E XY E XY COV −=
∑∑= R
Y X PY X XY E ),(**)(
( ) ( ) ( )Y bE X aE bY aX E ±=±
( ) ( ) ( )( ) XY abCOV
Y V b X V abY aX V
2
22
±
+=±
( )
y xS S
Y X Covr
,=
)()( xkE kx E =
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
3/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
Tipo de Problema Distribución del estadístico Estadístico transformado Esperanza y VarianzaVariable aleatoria Discreta X que sigue
distribución BINOMIAL.
Un experimento con sólo dos posibles
resultados definidos como éxito y
fracaso, repetido n veces.
X∼Bin(x;n,p)E(x)=n⋅p
V(x)= n⋅p⋅q
Variable aleatoria Discreta X que sigue
distribución POISSON.
Número promedio de eventos que
ocurren en un intervalo de tiempo, deespacio o de volumen, en cierta área o
región geográfica determinada.
X∼Poisson(x;λ)
E(x)= λ
V(x)= λ
Variable aleatoria Discreta X que sigue
distribución BINOMIAL y se aproxima a
POISSON.
Un experimento con sólo dos posibles
resultados definidos como éxito y
fracaso, repetido n veces donde n es muy
grande (mayor que 25) y p es muypequeño (menor a 0,01).
X∼Poisson(x; n⋅p)
E(x)= λ=n⋅p
V(x)= λ= n⋅p⋅q
Variable aleatoria Continua X que sigue
distribución NORMAL, con media y
varianza 2 conocida.
La variable aleatoria X sigue distribución
Normal y se conoce la varianza
poblacional σ2.
X∼N(µ,σ2)
E(x)= µ
V(x)= σ2
Variable aleatoria Discreta X que sigue
distribución BINOMIAL y se aproxima a
NORMAL.
Un experimento con sólo dos posibles
resultados definidos como éxito yX∼N(n⋅p, n⋅p⋅q)
E(x)= µ= n⋅p
V(x) σ2
n p q
( ) ( ) xn x xn p pC x X P
−−⋅⋅== 1
( ) ! xe x X P
x
λ λ
⋅==
−
( ) ( )
!lim0
x
npe x X P
xnp
p
n
−
→
∞→
==
( ) 0,1 N~σ
µ −=
x Z
( )0,1N~np x
Z −
=
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
4/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
Varianza S2
que proviene de una
población que sigue distribución
NORMAL
S2
E(S2)= σ
2
V(S2)= 2
σ
4/(n-1)
Media muestral x que proviene depoblación que sigue distribución
NORMAL, con media pero con varianza 2 desconocida
E(T)= 0V(T)=(n-1)/[(n-1)-2]
Dos Medias muestrales 1 x y 2 x que
provienen de poblaciones que siguendistribución NORMAL, con medias 1 y 2
y varianzas 12
y 22
conocidas
E(21
x x − )=µ1-µ2
V(21
x x − )=
2
22
1
21
nn
σ σ +
Dos Medias muestrales 1 x y 2 x que
provienen de poblaciones que siguen
distribución DESCONOCIDA o NO
ESPECIFICADA, con medias 1 y 2 y
varianzas 12
y 22
conocidas. n1 y n2
mayores o iguales a 30
E(21 x x − )=µ1-µ2
V(21 x x − )=
2
2
2
1
2
1
nn
σ σ +
Dos Medias muestrales 1 x y 2 x que
provienen de poblaciones que siguen
distribución NORMAL, con medias 1 y 2
pero varianzas 12
y 22
desconocidas
pero iguales
X sigue una distribución Binomial B(x; n,
p) cuando n es grande, n≥25 entoncesteniendo en cuenta el Teorema Central
del Límite resulta que el estadístico
proporción muestral sigue una
( )( )gln
S n1
2
2
2
~1
−−
→ χ
σ
+
2
2
2
1
2
1
2121 ;- N~-nn
X X σ σ
µ µ
( ) ( )( )1;0 N~
---
2
2
2
1
2
1
2121
nn
X X Z
σ σ
µ µ
+
=
+
∞→
2
2
2
1
2
1
2121
.
;- N~-
lim21
nn
X X
nn
σ σ µ µ
( ) ( )( )1;0 N~
---
2
2
2
1
2
1
2121
nn
X X Z
σ σ
µ µ
+
=
( )glnTStudent
ns
xt X 1~ −
−=→ µ
( ) ( )
( )glnn
cnn
S
X X t
2
21
2121
21TStudent~t
11
---
−+
+
= µ µ
⋅n
q p p, N~ p̂
( )1;0 N~ˆ
n
q p
p p Z
⋅−= ( ) p= p̂E
( )n
q p ⋅= p̂V
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
5/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
Intervalo y Prueba
para:Cálculo del IC Hipótesis y Regiones críticas
Transformación del
Estadístico de pruebaCriterio de rechazo
Para con varianza 2 conocida
Para con varianza 2 desconocida
01 : µ µ ≠ H α/2α/2
2α Z 21 α − Z
01 : µ µ H
α
α −1 Z
21020 α α −>< Z Z o Z Z
α Z Z 10 Z Z
21020 α α −>< t t ot t
α t t 10 t t
( )n
Z X IC σ α α µ
⋅±= −− 21%1
( ) ( )n
st X IC gln ⋅±= −−− 1;21%1 α α µ
00 :H µ µ =
00 :H µ µ =
( )0,1 N~ 00n
x Z
σ
µ −=
( )glns
xt 1-n0
0 TStudent~ µ −=
Prof. Raquel Mayela Parra Página 5
01 : µ µ ≠ H α/2α/2
( )glnt
12 −α ( )glnt
1
21 −−α
01 : µ µ H
α
( )glnt 11 −−α
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
6/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
Para Varianza2
que
proviene de una
población que sigue
distribución NORMAL
Para la diferencia de
1 y 2 con varianzas
12
y 22
conocidas
( )gln 1,212
−−α χ ( )gln 1,
22
−α χ
2
0
2
1: σ σ ≠ H
α/2α/2
( )gln 1,2
−α χ
α
2
0
2
1 : σ σ H
α/2α/2
2α Z 21 α − Z
0211 :H ∆≠− µ µ
α
α Z
0211 :H ∆− µ µ
( )
( )
( )
( )
( )
⋅−⋅−=
−−−− 2
1;2
2
2
1;21
2
%1
1;
12
glngln
snsn IC
α α
α σ χ χ
( ) [ ] ;2
2
2
1
2
12121%121 nn
Z X X IC σ σ
α α µ µ +⋅±−= −−−
( )2
0
22
0
1
σ χ
sn −=
2
0
2
0 :H σ σ =
( )
2
2
2
1
2
1
021
0
nn
x x
Z σ σ +
∆−−
=
0210 :H ∆=− µ µ
Prof. Raquel Mayela Parra Página 6
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
7/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
Para diferencia de 1
y 2 con varianzas 12
y 22
desconocidas
pero iguales
Para p
21020 α α −>< Z Z o Z Z
α Z Z 10 Z Z
( ) [ ] ( )21
2;2121%1
112121 nn
S t X X IC cglnn +⋅±−= −+−−− α α µ µ
( )
21
0210
11
nns
x xt
c +
∆−−=
0210 :H ∆=− µ µ
00 :H p p =
ˆˆ
, N~ˆ
⋅n
q p p p ( )
n
q p Z p IC p
ˆˆˆ 21%1
⋅⋅±= −− α α
( )0,1 N~ ˆˆ
ˆ0
n
q p
p p Z
⋅
−=⇒
Prof. Raquel Mayela Parra Página 7
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
8/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
Para p1-p2
Para la razón de varianzas 1
2y 2
2
21020 α α −>< Z Z o Z Z
α Z Z 10 Z Z
2
2
2
11 : σ σ > H α
gln
n
F 1112
,1 −
−−α
( )
( )
( )
=
−−−
−
−−
−
112/12
2
2
1
1
12/1
2
2
2
1
%1
2
1
1
2
2
2
21
;1
nn
n
n
F ss
F s
s
IC
α
α
α
σ
σ FSnedecor
s
sF
menor
Mayor →= 22
2
2
2
10
2
2
2
10
:H
1:H
σ σ
σ
σ
=
=
, N~ˆˆ2
22
1
112121
+
−−
nq p
nq p
p p p p( ) [ ]
2
22
1
112121%1
ˆˆˆˆˆˆ
21 n
q p
n
q p Z p p IC p p
⋅+
⋅⋅±−= −−− α α
0210 :H ∆=− p p
[ ]( )0,1 N~
ˆˆˆˆ
ˆˆ
2
22
1
11
0210
n
q p
n
q p
p p Z
⋅+
⋅
∆−−=⇒
Prof. Raquel Mayela Parra Página 8
-
8/19/2019 Formulario de Estadística Básica (2015)
9/9
FORMULARIO DE ESTADÍSTICA/2015
Pruebas no paramétricas:
Concordancia,
Homogeneidad eIndependencia
Recuerde que la desviación conjunta se calcula:
( )gln 1,12
−−α χ
α2
0
2
1 : σ σ > H
( ) ( )2
11
21
2
2
21
2
1
−+−⋅+−⋅
=nn
nS nS S c
Pasos para realizar una Prueba de Hipótesis
1.
Describir las características de la población: Que
distribución sigue el estimador que se va a utilizar, datos.
2.
Establecer las hipótesis nula y alternativa: Definir aconveniencia el tipo de prueba (bilateral, una cola a la
derecha, una cola a la izquierda).
3.
Fijar alfa: generalmente 5% a menos que se sugiera otro.
4. Seleccionar la transformación del estadístico de prueba:
Z si se trata de distribución normal, t si es distribución T
de Student, chi cuadrado si es para la varianza y F de
Snedecor si se trata de razón de varianzas.
5.
Calcular la transformación del estadístico de prueba: En
base a la información de 1 y 4.
6.
Determinar el valor crítico: Con el valor de alfa
buscar el valor o los valores crítico(s) en la tabla.
7.
Comparar el valor crítico con el estadístico de
prueba: Definir en la curva de la distribución si el
valor del estadístico de prueba cae dentro o fuera
de la (s) región (es) de rechazo.
8. Decidir y concluir: Basado en la información
anterior emitir una conclusión estadística.
∑=
−=
k
i i
iic
e
eo
1
22 )(
χ
0:H 20 = χ 0:H 21 > χ
gl;12
α χ −
Prof. Raquel Mayela Parra Página 9