formulario cap. 10 walpole hipótesis [usac]
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formulario para estadística 2 de la USACTRANSCRIPT
Pruebade lamediadeuna población(grande)conσ CONOCIDA
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremosH 0 : μ=μ0H 1: μ>μ0ó μ<μ0
Z=x−μ0σ√n
Región de Rechazo:Z>ZαZ←Zα
H 0 : μ=μ0H 1: μ≠ μ0
Z=x−μ0σ√n
Región de Rechazo:Z>Zα /2Z←Zα /2
Pruebade lamediadeuna población( pequeña)conσ DESCONOCIDA
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremosH 0 : μ=μ0H 1: μ>μ0ó μ<μ0
T=x−μ0σ√n
v=n−1
Región de Rechazo:t>t αt← tα
H 0 : μ=μ0H 1: μ≠ μ0
T=x−μ0σ√n
v=n−1
Región de Rechazo:t>t α /2t← tα /2
Pruebade la diferenciaentre lasmedias dedos poblaciones (grandes )σ1 y σ2Conocidas
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremosH 0 : μ1−μ2=d0H 1:(μ¿¿1−μ2>d0)ó (μ¿¿1−μ2<d0)¿¿
Z=(x¿¿1−x2)−d0
√ σ 12n1 + σ22n2¿
Región de Rechazo:
Z>ZαZ←Zα
H 0 : μ1−μ2=d0H 1: μ1−μ2≠d0
Z=(x¿¿1−x2)−d0
√ σ 12n1 + σ22
n2
¿
Región de Rechazo:Z>Zα /2Z←Zα /2
Pruebade la diferenciaentre lasmedias dedos poblacionesσ 1=σ2 perodesconocidas
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremosH 0 : μ1−μ2=d0H 1:(μ¿¿1−μ2>d0)ó (μ¿¿1−μ2<d0)¿¿
T=(x¿¿1−x2)−d0
√s p2∗( 1n1+ 1n2 )¿
Sp2=
(n1−1 )∗s12+ (n2−1 )∗s22
n1+n2−2
v=n1+n2−2 Región de Rechazo:
t>t αt← tα
H 0 : μ1−μ2=d0H 1: μ1−μ2≠d0
T=(x¿¿1−x2)−d0
√s p2∗( 1n1+ 1n2 )¿
Sp2=
(n1−1 )∗s12+ (n2−1 )∗s22
n1+n2−2
v=n1+n2−2Región de Rechazo:
t>t α /2t← tα /2
Pruebade la diferenciaentre lasmedias dedos poblacionesσ 1≠σ2 pero desconocidas
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremosH 0 : μ1−μ2=d0H 1:(μ¿¿1−μ2>d0)ó (μ¿¿1−μ2<d0)¿¿
T '=(x¿¿1−x2)−d0
√( s12
n1+s22
n2 )¿
v=( s1
2
n1+s22
n2 )2
[ (s12/n1 )2
(n1−1 )+
(s22/n2 )2
(n2−1 ) ]
Región de Rechazo:t '>t αt '← tα
H 0 : μ1−μ2=d0H 1: μ1−μ2≠d0
T '=(x¿¿1−x2)−d0
√s p2∗( 1n1+ 1n2 )¿
v=( s1
2
n1+s22
n2 )2
[ (s12/n1 )2
(n1−1 )+
(s22/n2 )2
(n2−1 ) ]Región de Rechazo:
t '>t α /2t '← tα /2
Pruebade la diferenciaentre lasmedias dedos pob laciones ,PARESCOINCIDENTES (muestra grande )
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremos
H 0 : μD=d0H 1: μD>d0ó μD<d0
Z=d−d0sd√n
v=n−1
d=mediade la diferenciaentre paressd=desviación estándarde ladiferencia entre pares
Región de Rechazo:t>t αt← tα
H 0 : μD=d0H 1: μD≠d0
Z=d−d0sd√n
v=n−1
d=mediade la diferenciaentre paressd=desviación estándarde ladiferencia entre pares
Región de Rechazo:t>t α /2t← tα /2
Pruebade la diferenciaentre lasmedias dedos poblaciones ,PARESCOINCIDENTES (muestra pequeña)
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremosH 0 : μD=d0H 1: μD>d0ó μD<d0
T=d−d0sd√n
v=n−1
d=mediade la diferenciaentre paressd=desviación estándarde ladiferencia entre pares
Región de Rechazo:t>t αt← tα
H 0 : μD=d0H 1: μD≠d0
T=d−d0sd√n
v=n−1
d=mediade la diferenciaentre paressd=desviación estándarde ladiferencia entre pares
Región de Rechazo:t>t α /2t← tα /2
Pruebadeuna proporción:muestras pequeñas
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremos
H 0 : p=p0H 1: p> p0ó p< p0
Z=p̂−p0
√ p0∗q0nÓ
Z=x−n∗p0
√n∗p0∗q0Región de Rechazo:
Z>ZαZ←Zα
H 0 : p=p0H 1: p≠ p0
Z=p̂−p0
√ p0∗q0nÓ
Z=x−n∗p0
√n∗p0∗q0Región de Rechazo:
Z>Zα /2Z←Zα /2
Pruebade la diferenciaentre las proporcionesde dos poblaciones
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremos
H 0 : p1−p2=d0H 1:( p¿¿1−p2>d0)ó ( p¿¿1−p2<d0)¿¿
si d0≠0
Z=p̂1− p̂2
√ p̂∗q̂ [( 1n1 )+( 1n2 )]p̂=
x1+ x2n1+n2
y q̂=1− p̂
(x1+x2)=suma de éxitosRegión de Rechazo:Z>ZαZ←Zα
H 0 : p1−p2=d0H 1: p1−p2≠d0
si d0≠0
Z=p̂1− p̂2
√ p̂∗q̂ [( 1n1 )+( 1n2 )]p̂=
x1−x2n1−n2
y q̂=1− p̂
(x1+x2)=suma de éxitosRegión de Rechazo:
Z>Zα /2Z←Zα /2
Pruebade la varianzadeuna población
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremos
H 0 :σ2=σ0
2H 1: σ2>σ 0
2ó σ2<σ 02
χ2=(n−1 )∗s2
σ 02
Región de Rechazo:
χ2> χ2α χ2< χ21−α
H 0 :σ2=σ0
2H 1: σ2≠σ0
2
χ2=(n−1 )∗s2
σ 02
Región de Rechazo:
χ2> χ2α /2 χ2< χ21−α /2
Prueba de la razón de varianzas de dos poblaciones
Prueba de 1 extremo Prueba de 2 extremos
H 0 :σ12=σ2
2H 1: σ12>σ 2
2ó σ12<σ2
2
f=(varianzade muestramayor ) s2
(varianzade muestramenor ) s2
Región de Rechazo:f >f α(v1 , v2)f <f 1−α (v1 , v2)
H 0 :σ12=σ2
2H 1: σ12≠σ2
2
f=(varianzade muestramayor ) s2
(varianzade muestramenor ) s2
Región de Rechazo:f >f α /2(v1 , v2)f <f 1−α /2(v1 , v2)
PRUEBA DE LA BONDAD DE AJUSTE:
χ2=∑i=1
n (oi−ei )2
ei
o i=frecuenciaobservadae i=frecuencia esperada
Región de rechazo= χ2> χ α2
V=n-1 grados de libertad
PRUEBA DE INDEPENDENCIA:
Grados de libertad= (renglones-1)*(columnas-1)
frecuencia esperada=( totalde la columna )∗(total del renglón)
grantotal
χ2=∑i=1
n (oi−ei )2
ei
o i=frecuenciaobservadae i=frecuencia esperada
Si χ2> χ α2 se rechaza la hipótesis nula al nivel de significancia alfa, cualquier otro caso se acepta la
hipótesis nula.
PRUEBA DE HOMOGENEIDAD:
Grados de libertad= (renglones-1)*(columnas-1)
frecuenciaesperada=(totalde la columna )∗(total del renglón)
grantotal
χ2=∑i=1
n (oi−ei )2
ei
o i=frecuenciaobservadae i=frecuencia esperada
Si χ2> χ α2 se rechaza la hipótesis nula al nivel de significancia alfa, cualquier otro caso se acepta la
hipótesis nula.