3. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
59. Para a variável aleatória X, observou-se uma amostra aleatória de 6
elementos, a saber: 62, 63, 66, 70, 71 e 72.Considerando-se [63, 71] um
intervalo de conança para a mediana de X, esse intervalo tem
coeciente de conança dado, aproximadamente, por
4. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
59. Para a variável aleatória X, observou-se uma amostra aleatória de 6
elementos, a saber: 62, 63, 66, 70, 71 e 72.Considerando-se [63, 71] um
intervalo de conança para a mediana de X, esse intervalo tem
coeciente de conança dado, aproximadamente, por
(A) 0, 97
5. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
59. Para a variável aleatória X, observou-se uma amostra aleatória de 6
elementos, a saber: 62, 63, 66, 70, 71 e 72.Considerando-se [63, 71] um
intervalo de conança para a mediana de X, esse intervalo tem
coeciente de conança dado, aproximadamente, por
(A) 0, 97
(B) 0, 95
6. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
59. Para a variável aleatória X, observou-se uma amostra aleatória de 6
elementos, a saber: 62, 63, 66, 70, 71 e 72.Considerando-se [63, 71] um
intervalo de conança para a mediana de X, esse intervalo tem
coeciente de conança dado, aproximadamente, por
(A) 0, 97
(B) 0, 95
(C) 0, 88
7. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
59. Para a variável aleatória X, observou-se uma amostra aleatória de 6
elementos, a saber: 62, 63, 66, 70, 71 e 72.Considerando-se [63, 71] um
intervalo de conança para a mediana de X, esse intervalo tem
coeciente de conança dado, aproximadamente, por
(A) 0, 97
(B) 0, 95
(C) 0, 88
(D) 0, 78
8. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
59. Para a variável aleatória X, observou-se uma amostra aleatória de 6
elementos, a saber: 62, 63, 66, 70, 71 e 72.Considerando-se [63, 71] um
intervalo de conança para a mediana de X, esse intervalo tem
coeciente de conança dado, aproximadamente, por
(A) 0, 97
(B) 0, 95
(C) 0, 88
(D) 0, 78
(E) 0, 72
9. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Seja (X1, X2, . . . , Xn) uma amostra de uma variável aleatória X com mediana θ
10. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Seja (X1, X2, . . . , Xn) uma amostra de uma variável aleatória X com mediana θ ,
consideremos as hipóteses:
11. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Seja (X1, X2, . . . , Xn) uma amostra de uma variável aleatória X com mediana θ ,
consideremos as hipóteses:
H0 : θ = θ0 contra H1 : θ θ0
12. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Seja (X1, X2, . . . , Xn) uma amostra de uma variável aleatória X com mediana θ ,
consideremos as hipóteses:
H0 : θ = θ0 contra H1 : θ θ0
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
13. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Seja (X1, X2, . . . , Xn) uma amostra de uma variável aleatória X com mediana θ ,
consideremos as hipóteses:
H0 : θ = θ0 contra H1 : θ θ0
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
Sejam as variáveis Di = Xi − θ0, i = 1, 2, . . . , n.
14. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Seja (X1, X2, . . . , Xn) uma amostra de uma variável aleatória X com mediana θ ,
consideremos as hipóteses:
H0 : θ = θ0 contra H1 : θ θ0
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
Sejam as variáveis Di = Xi − θ0, i = 1, 2, . . . , n.
Estatística de teste T = número de diferenças Di +.
15. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Seja (X1, X2, . . . , Xn) uma amostra de uma variável aleatória X com mediana θ ,
consideremos as hipóteses:
H0 : θ = θ0 contra H1 : θ θ0
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
Sejam as variáveis Di = Xi − θ0, i = 1, 2, . . . , n.
Estatística de teste T = número de diferenças Di +.
T ∼ Binomial(n, 1/2)
16. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Seja (X1, X2, . . . , Xn) uma amostra de uma variável aleatória X com mediana θ ,
consideremos as hipóteses:
H0 : θ = θ0 contra H1 : θ θ0
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
Sejam as variáveis Di = Xi − θ0, i = 1, 2, . . . , n.
Estatística de teste T = número de diferenças Di +.
T ∼ Binomial(n, 1/2)
A regra de rejeição no caso das hipóteses acima é: jeitaremos H0, a um nível
de signicância α, se (T∗
≤ t) , onde t é tal que P(T ≤ t) = α.
17. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Possibilidades (adaptação do teste do sinal teste não paramétrico):
18. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Possibilidades (adaptação do teste do sinal teste não paramétrico):
Se o IC, [X(2), X(n−1)] não cobre a verdadeira mediana:
19. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Possibilidades (adaptação do teste do sinal teste não paramétrico):
Se o IC, [X(2), X(n−1)] não cobre a verdadeira mediana:
i. θ Xi
20. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Possibilidades (adaptação do teste do sinal teste não paramétrico):
Se o IC, [X(2), X(n−1)] não cobre a verdadeira mediana:
i. θ Xi, ∀i = 1, 2, . . . , n
21. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Possibilidades (adaptação do teste do sinal teste não paramétrico):
Se o IC, [X(2), X(n−1)] não cobre a verdadeira mediana:
i. θ Xi, ∀i = 1, 2, . . . , n ⇒ T = n (sinais positivos).
22. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Possibilidades (adaptação do teste do sinal teste não paramétrico):
Se o IC, [X(2), X(n−1)] não cobre a verdadeira mediana:
i. θ Xi, ∀i = 1, 2, . . . , n ⇒ T = n (sinais positivos).
θ 62 63 66
. . .
70 71 72
23. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Possibilidades (adaptação do teste do sinal teste não paramétrico):
Se o IC, [X(2), X(n−1)] não cobre a verdadeira mediana:
i. θ Xi, ∀i = 1, 2, . . . , n ⇒ T = n (sinais positivos).
θ 62 63 66
. . .
70 71 72
No nosso exercício n = 6.
24. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
25. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
ii. θ X(2), teremos:.
26. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
ii. θ X(2), teremos:.
θ Xi,
27. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
ii. θ X(2), teremos:.
θ Xi, ∀i = 2, 3, . . . , n
28. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
ii. θ X(2), teremos:.
θ Xi, ∀i = 2, 3, . . . , n ⇒ T = n − 1 (sinais positivos).
29. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
ii. θ X(2), teremos:.
θ Xi, ∀i = 2, 3, . . . , n ⇒ T = n − 1 (sinais positivos).
62 θ 63 66
. . .
70 71 72
30. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
ii. θ X(2), teremos:.
θ Xi, ∀i = 2, 3, . . . , n ⇒ T = n − 1 (sinais positivos).
62 θ 63 66
. . .
70 71 72
No nosso exercício T = 5.
31. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
32. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iii. X(n−1) θ X(n), teremos:.
33. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iii. X(n−1) θ X(n), teremos:.
X(n−1) θ X(n)
34. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iii. X(n−1) θ X(n), teremos:.
X(n−1) θ X(n) ⇒ T = 1 (sinal positivo).
35. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iii. X(n−1) θ X(n), teremos:.
X(n−1) θ X(n) ⇒ T = 1 (sinal positivo).
62 63 66
. . .
70 71 θ 72
36. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
37. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iv. θ X(n), teremos:
38. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iv. θ X(n), teremos:
θ Xi,
39. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iv. θ X(n), teremos:
θ Xi, ∀i = 1, 2, . . . , n
40. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iv. θ X(n), teremos:
θ Xi, ∀i = 1, 2, . . . , n ⇒ T = 0 (sinal positivo).
41. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iv. θ X(n), teremos:
θ Xi, ∀i = 1, 2, . . . , n ⇒ T = 0 (sinal positivo).
62 63 66
. . .
70 71 72 θ
42. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
Se o IC não cobre a verdadeira mediana:
iv. θ X(n), teremos:
θ Xi, ∀i = 1, 2, . . . , n ⇒ T = 0 (sinal positivo).
62 63 66
. . .
70 71 72 θ
45. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
46. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
47. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ)
48. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
49. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
50. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ
51. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ = {Pr(T ≤ 1) + Pr (T ≥ n − 1)}
52. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ = {Pr(T ≤ 1) + Pr (T ≥ n − 1)}
γ = 2 × Pr(T ≤ 1)
53. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ = {Pr(T ≤ 1) + Pr (T ≥ n − 1)}
γ = 2 × Pr(T ≤ 1)
γ
54. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ = {Pr(T ≤ 1) + Pr (T ≥ n − 1)}
γ = 2 × Pr(T ≤ 1)
γ = 2 ×
55. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ = {Pr(T ≤ 1) + Pr (T ≥ n − 1)}
γ = 2 × Pr(T ≤ 1)
γ = 2 ×
6
0
0, 56
+
6
1
0, 5 × 0, 55
= 0, 21875
56. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ = {Pr(T ≤ 1) + Pr (T ≥ n − 1)}
γ = 2 × Pr(T ≤ 1)
γ = 2 ×
6
0
0, 56
+
6
1
0, 5 × 0, 55
= 0, 21875
1 − γ = 0, 78125
57. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ = {Pr(T ≤ 1) + Pr (T ≥ n − 1)}
γ = 2 × Pr(T ≤ 1)
γ = 2 ×
6
0
0, 56
+
6
1
0, 5 × 0, 55
= 0, 21875
1 − γ = 0, 78125 ≈ 78%
58. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC Resolução
Pr(T = t) =
n
t
0, 5t
· 0, 5n−t
, t = 0, 1, 2, . . . , n:
Se o IC cobre a verdadeira mediana:
Temos IC(1 − γ) × 100% (θ) é tal que:
X(1) X(2) θ0 X(n−2) X(n−1) X(n)
γ = {Pr(T ≤ 1) + Pr (T ≥ n − 1)}
γ = 2 × Pr(T ≤ 1)
γ = 2 ×
6
0
0, 56
+
6
1
0, 5 × 0, 55
= 0, 21875
1 − γ = 0, 78125 ≈ 78%
59. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
59. Para a variável aleatória X, observou-se uma amostra aleatória de 6
elementos, a saber: 62, 63, 66, 70, 71 e 72.Considerando-se [63, 71] um
intervalo de conança para a mediana de X, esse intervalo tem
coeciente de conança dado, aproximadamente, por
(A) 0, 97
(B) 0, 95
(C) 0, 88
(D) 0, 78
(E) 0, 72
60. MPEPE/2006 Fundação Carlos Chagas FCC
59. Para a variável aleatória X, observou-se uma amostra aleatória de 6
elementos, a saber: 62, 63, 66, 70, 71 e 72.Considerando-se [63, 71] um
intervalo de conança para a mediana de X, esse intervalo tem
coeciente de conança dado, aproximadamente, por
(A)
(B)
(C)
(D) 0, 78
(E)