2. Inferência Estatística: Teoria da Decisão
16-11-2014 2Universidade Europeia
3.3. Teoria da
Decisão
Hipóteses
Estatísticas
Estatística de teste
p-value e erros
estatísticos
Intervalos de
Confiança vs Testes
de Hipóteses
Como “Escolher”
um teste de
Hipótese
Decisão Estatística
3. IE: Avaliação da distribuição Amostragem
16-11-2014 3Universidade Europeia
Considere-se a BD ExemplosSlides.sav.
1. Poderá considerar-se que o Peso de um
respondente, escolhido ao acaso, tem
distribuição normal?
Para avaliar se a distribuição dos Pesos é Normal
constrói-se um QQ-plot (com o SPSS).
Analyze->Descriptive Statistics->QQ-Plots
4. IE: Avaliação da distribuição Amostragem
16-11-2014 4Universidade Europeia
Considere-se a BD ExemplosSlides.sav.
Analyze->Descriptive Statistics->QQ-Plots
5. IE: Avaliação da distribuição Amostragem
16-11-2014 5Universidade Europeia
Considere-se a BD ExemplosSlides.sav.
Analyze->Descriptive Statistics->QQ-Plots
Pode considerar-se que o Peso de
um respondente escolhido ao
acaso tem distribuição Normal,
uma vez que os quantis de uma
distribuição normal se
sobrepõem, na sua maioria, aos
quantis da amostra (em torno de
uma reta).
Ainda assim, caso se afastassem
acentuadamente, pelo TLC
poderíamos considerar a
normalidade, pois n > 30.
6. IE: Teste de Hipóteses para uma média
16-11-2014 6Universidade Europeia
Considere-se a BD ExemplosSlides.sav.
2. Teste ao nível de significância de 5% se o Peso
médio é inferior a 62 Kg.
H0: = 62 vs H1: > 62
Vamos seguir o procedimento do p-value usando o
SPSS:
Analyze->Compare Means->One-Sample T-Test
7. IE: Teste de Hipóteses para uma média
16-11-2014 7Universidade Europeia
BD ExemplosSlides.sav.
Analyze->Compare Means->One-Sample T-Test
8. IE: Teste de Hipóteses para uma média
16-11-2014 8Universidade Europeia
BD ExemplosSlides.sav.
Analyze->Compare Means->One-Sample T-Test
Como p-value = 0,969 > 0,05, não se rejeita H0, a suposição de que o Peso médio é
inferior a 62 Kg é válida.
9. IE: Teste Binomial para uma Proporção
16-11-2014 9Universidade Europeia
Considere-se, ainda, a BD ExemplosSlides.sav.
Será que a proporção de respondentes é igual
para o Género? H0: p = 0,5 vs H1: p 0,5
Será que a proporção de respondentes com Altura
superior a 1,6 é superior a 0,3?
H0: p = 0,3 vs H1: p > 0,3(teste unilateral superior)
Para responder a estas questões utilizamos um
teste não paramétrico, com recurso ao SPSS,
através de:
Analyze->Nonparametric Test->Legacy Dialogs->Binomial
10. IE: Teste Binomial para uma Proporção
16-11-2014 10Universidade Europeia
Analyze->Nonparametric Test->Legacy Dialogs->Binomial
11. IE: Teste Binomial para uma Proporção
16-11-2014 11Universidade Europeia
Analyze->Nonparametric Test->Legacy Dialogs->Binomial
Como p-value = 0,636 > 0,05, não se rejeita H0, a suposição de que a proporção de
respondentes por Género é de 50 % é válida.
H0: p = 0,5 vs H1: p 0,5
12. IE: Teste Binomial para uma Proporção
16-11-2014 12Universidade Europeia
Analyze->Nonparametric Test->Legacy Dialogs->Binomial
H0: p = 0,7 vs H1: p < 0,7
Quando a dicotomia é definida através de Cut point o SPSS define como 1º grupo
aquele que é formado pelas observações inferiores ou iguais a esse valor
(respondentes com menos de 1,60 m) ATENÇÃO: neste caso devemos testar o
contrário: se a proporção de respondentes com Altura <= 1,60 é inferior a 0.7
13. IE: Teste Binomial para uma Proporção
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Analyze->Nonparametric Test->Legacy Dialogs->Binomial
O valor do p-value (unilateral) é de 0,496.
Como p-value = 0,496 > 0,05, não se rejeita H0. Podemos concluir que, ao nível de
significância de 5%, a proporção de respondentes com mais de 1,6 m de Altura não
é superior a 30%.
H0: p = 0,7 vs H1: p < 0,7
14. IE: Comparação de médias de 2 Normais
16-11-2014 14Universidade Europeia
Amostras Independentes (Variâncias Conhecidas)
Procedimento tradicional, raramente aparece para ser tratado com SPSS.
Amostras Independentes
(Variâncias desconhecidas, mas iguais)
Será que existe diferença entre as Remunerações
médias mensais dos Homens e das Mulheres? (H -
M = 0 vs H - M 0)
H0: H - M = 0 vs H1: H - M 0
H0: 2
H = 2
M vs H1: 2
H 2
M
Existe Homogeneidade entre variâncias?
15. IE: Comparação de médias de 2 Normais
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Amostras Independentes (Variâncias desconhecidas, mas iguais)
Analyze->Compare Means->Independent-Samples T-Test
16. IE: Comparação de médias de 2 Normais
16-11-2014 16Universidade Europeia
Amostras Independentes (Variâncias desconhecidas, mas iguais)
Analyze->Compare Means->Independent-Samples T-Test
17. IE: Comparação de médias de 2 Normais
16-11-2014 17Universidade Europeia
Analyze->Compare Means->Independent-Samples T-Test
Como p-value = 0,682 > 0,05, não se rejeita H0. Podemos concluir que, ao nível de
significância de 5%, não há diferenças significativas entre as Remunerações mensais dos
Homens e das Mulheres. Os intervalos de confiança confirmam a conclusão, pois contêm o
valor 0. Por outro lado, o teste de Levene confirma a suposição da Homogeneidade das
variâncias (p-value = 0,882 > 0,05)
H0: H - M = 0 vs H1: H - M 0
H0: 2
H = 2
M vs H1: 2
H 2
M
18. IE: Comp. Amostras Emparelhadas
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O teste t para duas amostras emparelhadas aplica-se quando se têm
duas variáveis quantitativas correlacionadas e se pretende comparar
as suas médias para os mesmos indivíduos. (pares (xi, yi) são
dependentes e os restantes – (xi, yj), ij, independentes).
Considere-se, ainda, a BD ExemplosSlides.sav.
Será que um tratamento de dieta teve influência nos
respondentes?
Considerando a amostra das diferenças, Di = Xi – Yi, i=1,…,n considera-se
H0: D = 0 vs H1: D 0
ou
H0: D = 0 vs H1: D < 0
ou
H0: D = 0 vs H1: D > 0
21. IE: Comp. Amostras Emparelhadas
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Analyze->Compare Means->Paired-Samples T-Test
Como p-value = 0,000 < 0,05, rejeita H0. Podemos concluir que, ao nível de significância de
5%, há diferenças significativas entre os Pesos antes e depois da dieta. Os intervalos de
confiança confirmam a conclusão, pois não contêm o valor 0. Por outro lado, verifica-se uma
relação, elevadíssima, de dependência do Peso em relação à dieta ( = 0,995)
22. Anexo/Resumo: Regras Gerais de Decisão em TH
• Condição fundamental para aplicação dos testes é a da
Normalidade das distribuições; como, em geral,
trabalhamos com n 30, pelo TLC essa premissa estará
assegurada.
• Regras Decisão:
1. Sendo um teste Unilateral à Direita:
oNão Rejeitar H0, se Sig./2 > ;
oNão Rejeitar H0, se Sig./2 e sinal de t < 0;
oRejeitar H0 (aceitar Ha) , se Sig./2 e sinal de t > 0;
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23. Anexo/Resumo: Regras Gerais de Decisão em TH
• Regras Decisão (cont.):
2. Sendo um teste Unilateral à Esquerda:
oNão Rejeitar H0, se Sig./2 > ;
oNão Rejeitar H0, se Sig./2 e sinal de t > 0;
oRejeitar H0 (aceitar Ha) , se Sig./2 e sinal de t < 0;
3. Sendo um teste Bilateral:
oNão Rejeitar H0, se Sig./2 > ;
oRejeitar H0 (aceitar Ha) , se Sig./2 .
16-11-2014 23Universidade Europeia
24. Anexo/Resumo: Regras Gerais de Decisão em TH
• Regras Decisão (cont.):
4. Uma distribuição é considerada MODERAMENTE
ASSIMÉTRICA se:
o -2 < Skewness/Erro padrão Skewness < 2; (através de
Analyze->Descriptive Statistics->Explore)
o em alternativa pode-se realizar um teste de aderência
à normalidade:
- Kolmogorov-Smirnov quando n > 50, com
correção de Lillefors (quando não se conhecem os
parâmetros da distribuição)
- Shapiro-Wilk quando n 50.
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25. Anexo/Resumo: Regras Gerais de Decisão em TH
• Analyze->Descriptive Statistics->Explore
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𝑆𝑘𝑒𝑤𝑛𝑒𝑠𝑠
𝑆𝑡𝑑. 𝐸𝑟𝑟𝑜𝑟
=
0,745
0,365
= 2,041
O que indica que a distribuição se
afasta, significativamente, da
distribuição Normal.
26. Anexo/Resumo: Regras Gerais de Decisão em TH
• Analyze->Descriptive Statistics->Explore
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27. Anexo/Resumo: Regras Gerais de Decisão em TH
• Analyze->Descriptive Statistics->Explore
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