7. Testes de Hipóteses - PDF
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Manoel Aires Regueira
1 7. Testes de Hipóteses Suponha que você é o encarregado de regular o engarrafamento automatizado de leite numa determinada agroindústria. Sabe-se que as máquinas foram reguladas para engarrafar em média, litro de leite, com desvio padrão de,4 litro. Entretanto, um monitoramento do processo deve ser feito, retirando-se para tal, uma amostra de garrafas. Como estabelecer um critério para saber se as máquinas precisam ou não de regulagem? A resposta seria um teste de hipóteses que permita afirmar se as garrafas estão ou não estão realmente saindo com média de, litro de leite. 7.. Introdução As duas principais áreas da inferência estatística são: estimação de parâmetros e testes de significância ou testes de hipóteses. Feita uma determinada afirmação sobre uma população, usualmente sobre um parâmetro desta, deseja-se saber se a amostra em estudo fornece evidências que contrariam ou não tal afirmação. Assim, o objetivo de um teste de hipótese é fornecer ferramentas que permitam validar ou rejeitar uma hipótese através dos resultados da amostra. Definição: Em estatística uma hipótese é uma suposição quanto ao valor de um parâmetro populacional ou, uma afirmação quanto à natureza da população. Exemplos:. A média populacional da produtividade de alho é t.ha -, isto é, µ, ;. A proporção de plantas de cana-de-açúcar infestadas com a broca gigante no Brasil é 5%, ou seja, p,5; 3. A distribuição do peso médio de frutos de pimenta Capsicum spp. é normal; 7.. Teste de Hipótese É uma regra ou procedimento de decisão para não rejeitar ou rejeitar uma hipótese estatística com base em informações da amostra As Hipóteses
2 Hipótese de Nulidade (H ): é a hipótese a ser testada, ou seja, é uma afirmação de igualdade sobre o parâmetro de interesse. Se for testado, por exemplo, a igualdade entre duas médias, pode-se ter: H : µ µ Hipótese Alternativa ( H ou H ): é a hipótese que contraria H a, visto que, é a afirmação de que o valor do parâmetro difere de alguma forma do valor especificado na hipótese nula. Para o caso das duas médias anteriores, tem-se: H :µ µ a H : µ < µ a H : µ > µ a3 Neste caso H, H e H, caracterizam testes bilateral, unilateral à esquerda e a a a3 unilateral à direita, respectivamente. Qual delas usar? A resposta correta depende do conhecimento que se tem do problema ou das informações que o problema traz. A alternativa mais geral é a bilateral Estatística de Teste Valor obtido por meio da conversão da estatística amostral em um valor, com a suposição de que a hipótese nula (H ) é verdadeira. Exemplos de Estatística de Teste para uma média: i. Variância populacional conhecida ( σ ), Z X µ σ n. ii. Variância populacional desconhecida ( σ ), t X µ s n Região Crítica (RC) A região crítica para um teste de hipótese é dada pelo conjunto de valores da estatística de teste que nos levam à rejeição de H.
3 Todo teste estatístico é construído sob a suposição de que H é verdadeira. As Figuras 7., 7. e 7.3 ilustram as regiões critica para os testes Z bilateral, unilateral à direita e a esquerda, respectivamente R.R.H R.N.R.H R.R.H Valores de Z Figura 7.. Distribuição normal padrão e regiões críticas (ou regiões de rejeição de H, R.R.H ) de significâncias para um teste bilateral R.N.R.H R.R.H Valores de Z Figura 7.. Distribuição normal e região crítica de significância para um teste unilateral à direita. 3
4 R.R.H R.N.R.H Valores de Z Figura 7.3. Distribuição normal e região crítica de significância para um teste unilateral à esquerda. Caso o valor observado da estatística do teste (Z, t, χ, F, etc), pertença à região crítica, rejeita-se H, caso contrário, não rejeita-se a hipótese de nulidade. Qualquer que seja a decisão tomada em relação às hipóteses formuladas, existe a probabilidade de incorrer em erros. A seguir são definidos os dois tipos de erros denominados de erro tipo I e II Erro Tipo I O erro tipo I é caracterizado pelo fato de rejeitar H quando esta é verdadeira. Sua probabilidade é representada por α e é denominada nível de significância do teste. α P (erro tipo I) P (rejeitar H H verdadeira) Erro Tipo II O erro tipo II é caracterizado pelo fato de não rejeitar H quando H é falsa. A probabilidade de cometer este erro é indicada por β. β P (erro tipo II) P (não rejeitar H H falsa) Poder do Teste É a probabilidade de rejeitar H o quando esta é falsa: Poder β. A Tabela 7. resume as possíveis situações descritas anteriormente. 4
5 Tabela 7.. Possibilidades de se cometer os erros tipo I e II Realidade Decisão H é verdadeira H é falsa Rejeitar H α (Erro tipo I) β (Poder do teste) Não Rejeitar H α (Nível de confiança) β (Erro tipo II) Passos para Construção de um Teste de Hipóteses De acordo com os ingredientes básicos apresentados anteriormente, o procedimento para realização de um teste de hipóteses pode ser sintetizado nos seguintes passos:. Enunciar as hipóteses H e H a ;. Fixar o limite de erro α e identificar a variável do teste; 3. Determinar a estatística de teste apropriada e sua distribuição amostral (normal, t, quiquadrado, F,...); 4. Determinar as regiões de rejeição em função do nível de significânciaα, por meio de tabelas estatísticas; 5. Com os dados amostrais, avaliar o valor da estatística do teste; 6. Concluir pela rejeição ou não rejeição de H pela comparação do valor obtido no 5º passo com a região de rejeição determinada no 4º passo Testes para uma média Teste Z Suponha que X é uma variável com distribuição normal com média µ e variância σ, sendo esta última conhecida. A partir de dados de uma amostra de tamanho n, poderemos então usar a média amostral X para avaliar hipóteses H de interesse a respeito de µ, utilizando para tal a estatística de teste: Z X µ, σ n que tem distribuição normal padrão, isto é, Z ~ N (, ). Exemplo: revisitemos o exemplo de introdução, sobre o engarrafamento de leite numa agroindústria. Admita agora que com base em n garrafas, obteve-se a média amostral X, 996 litro. O problema poderia ser resolvido avaliando-se as seguintes hipóteses: 5
6 H : µ, vs. H : µ, Definamos agora um nível de significância α 5%. Usaremos o teste Z, já que a verdadeira (populacional) variância σ é conhecida. Perceba que o teste é bilateral, pois H : µ,. Assim, temos duas regiões de rejeição de H, que correspondem a,5% em cada cauda da curva. Os valores na tabela da normal padrão que delimitam as R. R. H são: z -,96 e z, R.R.H R.N.R.H R.R.H Valores de Z O valor estatística de teste é: Z,996,,4 3,6 Agora observe que o valor da estatística de teste (Z -3,6) encontra-se na primeira região de rejeição. Logo, devemos rejeitar H e concluir que o volume médio engarrafado é diferente de, litro, sendo necessária nova regulagem das máquinas Teste t Se a variável aleatória X tem distribuição normal com média µ e variância esta última desconhecida, podemos substituí-la pela sua estimativa, a variância amostral caso, a estatística de teste para a média µ é σ, mas sendo s. Neste t X s µ n 6
7 Esta quantidade não mais distribuição normal padrão (Z), mas sim uma distribuição t-student, cujos valores são tabelados em função do número de graus de liberdade da amostra (n - ) e do nível de significância do teste (α ). Exemplo: ainda continuando com o exemplo da engarrafadora de leite, admita que a seguinte amostra de tamanho n foi obtida:,3,995,99,99,998,987,997,994,,3 cuja média amostral é X, 996 e o desvio padrão amostral é s, 53. As hipóteses à serem formuladas são as mesmas do teste Z, isto é: H : µ, vs. H : µ, Definamos agora um nível de significância α 5%. Usaremos o teste t, já que a verdadeira variância σ é desconhecida. Perceba que o teste também é bilateral, pois H : µ,. O formato da curva da distribuição t é muito semelhante a curva da distribuição normal. Temos então duas regiões de rejeição de H, que correspondem a,5% em cada cauda da curva. Os valores na tabela t que delimitam as R. R. H são: t -,6 e t, R.R.H R.N.R.H R.R.H Valores de t O valor estatística de teste é:,996, t,53,38 Agora observe que o valor da estatística de teste (t -,38) encontra-se na primeira região de rejeição. Logo, devemos rejeitar H e concluir que o volume médio engarrafado é diferente de, litro, sendo necessária nova regulagem das máquinas. 7
8 7.4. Exercícios ) Uma companhia de produtos PET está formulando um xampu novo para cães e está interessada na altura (em mm) da espuma. A altura da espuma tem distribuição normal com um desvio padrão de mm. A companhia deseja que a verdadeira média seja de 75 mm, mas retirando-se uma amostra de tamanho n 9, obteve-se uma média amostral de 85 mm. A empresa poderia comercializar o produto informando que a altura média é de 75 mm? Proceda ao teste de hipóteses considerando um nível de 5% de significância (probabilidade de erro). ) Os registros dos últimos anos de um colégio atestam para os calouros admitidos a nota média de 5 (teste vocacional). A nota do teste vocacional é suposta ter distribuição normal com desvio padrão igual a. Para testar a hipótese de que a média de uma nova turma é a mesma encontrada nos registros, retirou-se ao acaso uma amostra de notas, obtendo-se média de 8. Proceda ao teste de hipóteses considerando α,. 3) Uma amostra de 5 elementos resultou numa média de 3,5. A distribuição é normal com desvio padrão de 4,4. Efetue o teste da hipótese H : µ 6 contra H : µ 6 considerando α,5 e depois α,. 4) Retirada uma amostra de 5 parafusos, obteve-se as seguintes medidas para seus diâmetros: Admitindo que o diâmetro tenha distribuição normal com variância,5, teste a hipótese H : µ,5 contra H : µ, 5, com α,5. 5) As estaturas (em cm) de recém-nascidos foram tomadas no Departamento de Pediatria de determinada faculdade de medicina, cujos resultados são: a) Suponha que a população das estaturas é normal com variância cm; teste (com α,5). a hipótese de que a média desta normal é 5 cm. b) Faça o mesmo teste para a média, mas agora sem admitir que a variância seja conhecida. 6) Quinze animais foram alimentados com uma certa dieta durante 3 semanas e verificou-se os seguintes aumentos de pesos (em kg): Teste a hipótese de que a média é 3 kg, sendo α %. 8
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Bioestatística Básica RCA 5804 COMPARANDO GRUPOS INDEPENDENTES Prof. Dr. Alfredo J Rodrigues Departamento de Cirurgia e Anatomia Faculdade de Medicina de Ribeirão Preto Universidade de São Paulo alfredo@fmrp.usp.br
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01. Dados os valores: 4, 6, 3, 6 e 6, de uma amostra aleatória de 5 (cinco) observações de uma variável X, estime a média e a variância de X e admitindo que X tenha uma distribuição normal, teste, a 5%,