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Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 209
Estadística Teórica II
INTERVALOS Y CONTRASTES
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 210
INTERVALOS DE CONFIANZA
a) Intervalo de confianza para la media μ de una distribución normal),(N σμ de varianza conocida 2σ
⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ σ±=μ αα− n
zx)(I 21
b) Intervalo de confianza para la media μ de una distribución normal),(N σμ de varianza desconocida 2σ
• Muestras superiores a 30, 30n > a ⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡±=μ αα− n
szx)(I 21
• Muestras pequeñas 30n ≤ a ( ) ⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡±=μ −αα− n
stx)(I 1n;21
c) Intervalo de confianza para la varianza 2σ de una distribuciónnormal
( ) ( ) ⎥⎥⎦
⎤
⎢⎢⎣
⎡
χ
−
χ
−=σ
−α−−αα− 2
1n;21
2
21n;2
22
1s)1n(;s)1n()(I
d) Intervalo de confianza para la diferencia de medias de dos distribuciones normales
• Las varianzas poblaciones 21σ y 2
2σ son conocidas
⎥⎥⎥
⎦
⎤
⎢⎢⎢
⎣
⎡ σ+
σ±−=μ−μ αα−
2
22
1
21
nnz)yx()(I 2211
NOTA.- En todos los intervalos de confianza 1n
)xx(s
n
1i
2i
2−
−
=∑= es la cuasivarianza muestral.
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 211
• Las varianzas poblaciones 21σ y 2
2σ son desconocidas:
- Caso en que la suma 30)nn( 21 >+ con 21 nn ≈
⎥⎥⎥
⎦
⎤
⎢⎢⎢
⎣
⎡+±−=μ−μ αα−
2
22
1
21
ns
ns
z)yx()(I 2211
- Caso en que los tamaños muestrales son pequeños 30)nn( 21 ≤+ y las varianzas
son desconocidas, pero iguales ( 221 2σσ = ):
( ) ⎥⎦⎤
⎢⎣⎡ +±−=μ−μ −+αα− 21 n
1n1s.t)yx()(I p22n1n;2211
2nns)1n(s)1n(
s21
222
2112
p −+
−+−= donde 2
ps es la media ponderada de las cuasivarianzas
muestrales.
- Caso en que los tamaños muestrales son pequeños 30)nn( 21 ≤+ y las varianzas
son desconocidas y distintas ( 221 2σσ ≠ ):
⎥⎥⎥
⎦
⎤
⎢⎢⎢
⎣
⎡+±−=μ−μ αα−
2
22
1
21
ns
ns
t)yx()(I f;2211
2
1n)ns(
1n)ns(
ns
ns
f
2
22
22
1
21
21
2
2
22
1
21
−
++
+
⎟⎟⎠
⎞⎜⎜⎝
⎛+
= donde f es la aproximación de Welch
NOTA.- Cuando el intervalo cubre el 0 no hay diferencia significativa entre las medias poblacionales.
e) Intervalo de confianza para la razón de varianzas de dospoblaciones normales
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 212
⎥⎥
⎦
⎤
⎢⎢
⎣
⎡=σσ
−−α−−−αα−
)12n(,)11n(;21
22
21
)12n(,)11n(;2
22
212
1211 F
ss;F
ss)(I
Cuando el intervalo cubre el 1 no hay diferencia significativa entre las varianzas poblacionales.
NOTA.- 12
21n,n;1
n,n; F1F
α−α =
f) Intervalo de confianza para el parámetro p de una distribución binomial de parámetros n, p, B(n, p)
⎥⎥
⎦
⎤
⎢⎢
⎣
⎡ −±= αα− n
)p1(pzp)p(I 00
0 21
g) Intervalo de confianza para la diferencia de parámetros )pp( 21 −
de dos distribuciones binomiales
⎥⎥
⎦
⎤
⎢⎢
⎣
⎡ −+
−±−=− αα−
2
22
1
11221211 n
)p1(pn
)p1(pz)pp()pp(I
h) Intervalo de confianza para el parámetro λ de una distribución de Poisson
⎥⎥⎦
⎤
⎢⎢⎣
⎡ λ±λ=λ αα− n
ˆzˆ)(I 21
i) Intervalo de confianza para la diferencia de datos apareados
• Para muestras grandes 30n >
⎥⎥⎦
⎤
⎢⎢⎣
⎡±= α n
szdI d
2 ∑=
=n
1iid
n1d iiid η−ξ=
∑=
−−
=n
1i
2i
2d )dd(
1n1s
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 213
• Para muestras pequeñas 30n ≤ ⎥⎥⎦
⎤
⎢⎢⎣
⎡±= −α n
stdI d
)1n(,2
HIPÓTESIS SOBRE LA MEDIA DE UNA POBLACIÓN: REGIÓN DE RECHAZO
),(NX σμ≈ 2σ conocida α−α −= 1zz
00 :H μ=μ 011 :H μ>μ ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= α nzxR 0 unilateral (simple)
00 :H μ=μ 011 :H μ<μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
<μ−= α−n
zxR 10 unilateral (simple)
00 :H μ=μ 01 :H μ>μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= αn
zxR 0 unilateral (compuesta)
00 :H μ=μ 01 :H μ<μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
<μ−= α−n
zxR 10 unilateral (compuesta)
00 :H μ=μ 01 :H μ≠μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= αn
zxR 2/0 bilateral (compuesta)
00 :H μ≤μ 01 :H μ>μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= αn
zxR 0 unilateral (compuesta)
00 :H μ≥μ 01 :H μ<μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
<μ−= α−n
zxR 10 unilateral (compuesta)
),(NX σμ≈ 2σ desconocida 1nn
ss)1n(n xx2
x2x −
σ=−=σ a n;1n; tt α−α −=
00 :H μ=μ 011 :H μ>μ ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= −α ns
txR x)1n(;0 unilateral (simple)
00 :H μ=μ 011 :H μ<μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
<μ−= −α− ns
txR x)1n(;10 unilateral (simple)
00 :H μ=μ 01 :H μ>μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
>μ−= −α ns
txR x)1n(;0 unilateral (compuesta)
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 214
00 :H μ=μ 01 :H μ≠μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
>μ−= −α ns
txR x)1n(;2/0 bilateral (compuesta)
00 :H μ≤μ 01 :H μ>μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
>μ−= −α ns
txR x)1n(;0 unilateral (compuesta)
00 :H μ≤μ 01 :H μ<μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
<μ−= −α− ns
txR x)1n(;10 unilateral (compuesta)
HIPÓTESIS SOBRE LA VARIANZA DE UNA POBLACIÓN: REGIÓN DE RECHAZO
Media poblacional conocida Región de rechazo hipótesis nula
20
20 :H σ=σ 2
0211 :H σ>σ
⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦⎤
⎢⎣⎡ σμ−= α
=∑ 2
n;20
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ=σ 2
0211 :H σ<σ
⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦⎤
⎢⎣⎡ σμ−= α−
=∑ 2
n;120
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ>σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−= α
=∑ 2
n;20
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ<σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−= α−
=∑ 2
n;120
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ≠σ
⎪⎪⎭
⎪⎪⎬
⎫
⎪⎪⎩
⎪⎪⎨
⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−
=
α=
α−=
∑
∑
2n;2/
20
2n
1ii
2n;2/1
20
2n
1ii
/)x(
/)x(
R
20
20 :H σ≤σ 2
02
1 :H σ>σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−= α
=∑ 2
n;20
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ≤σ 2
02
1 :H σ<σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−= α−
=∑ 2
n;120
2n
1ii /)x(R
Media poblacional desconocida Región de rechazo hipótesis nula
20
20 :H σ=σ 2
0211 :H σ>σ
⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α
=∑ 2
)1n(;20
2n
1ii /)xx(R
20
20 :H σ=σ 2
0211 :H σ<σ
⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α−
=∑ 2
)1n(;120
2n
1ii /)xx(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ>σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α
=∑ 2
)1n(;20
2n
1ii /)xx(R
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 215
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ<σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α−
=∑ 2
)1n(;120
2n
1ii /)xx(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ≠σ
⎪⎪⎭
⎪⎪⎬
⎫
⎪⎪⎩
⎪⎪⎨
⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−
=
−α=
−α−=
∑
∑
2)1n(;2/
20
2n
1ii
2)1n(;2/1
20
2n
1ii
/)xx(
/)xx(
R
20
20 :H σ≤σ 2
02
1 :H σ>σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α
=∑ 2
)1n(;2/20
2n
1ii /)xx(R
20
20 :H σ≤σ 2
02
1 :H σ<σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α−
=∑ 2
)1n(;120
2n
1ii /)xx(R
Igualdad de medias: ),(NY,),(NX 2211 σμ≈σμ≈
210 :H μ=μ ( 21 ,σσ conocidas) ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−= α2
22
1
21
2 nnzyxR
k:H 210 =μ−μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−−= α2
22
1
21
2/ nnzkyxR
210 :H μ=μ igualespero
asdesconocid21 ,σσ
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= −+α21
p)22n1n(;2 n1
n1
styxR
210 :H μ=μ asintdisty
asdesconocid21 ,σσ
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α2
22
1
21
pf;2 n
s
n
sstyxR
210 :H μ≤μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−= α2
22
1
21
nnzyxR
k:H 210 ≤μ−μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−−= α2
22
1
21
nnzkyxR
210 :H μ≤μ )( 21 σ=σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= −+α21
p)22n1n(; n1
n1
styxR
210 :H μ≤μ )( 21 σ≠σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α2
22
1
21
f; n
s
n
styxR
210 :H μ≥μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−= α−2
22
1
21
1 nnzyxR
k:H 210 ≥μ−μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
−<−−= α2
22
1
21
nnzkyxR
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 216
210 :H μ≥μ )( 21 σ=σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= −+α−21
p)22n1n(;1 n1
n1
styxR
210 :H μ≥μ )( 21 σ≠σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α−2
22
1
21
pf;1 n
s
n
sstyxR
210 :H σ=σ [ ]⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
∉= −−α−−α− )12n(),11n(;2/)12n(),11n(;2/122
21 F;F
s
sR
210 :H σ≤σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>= −−α )12n(),11n(;22
21 F
s
sR
210 :H σ≥σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
<= −−α− )12n(),11n(;122
21 F
s
sR
)p,1(BX ≈ (muestras grandes) Región de rechazo hipótesis nula
00 pp:H = ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ −
>−= α n
)p1(pzpxR 00
20
00 pp:H ≤⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ −
>−= α n)p1(p
zpxR 000
00 pp:H ≥⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ −
<−= α− n
)p1(pzpxR 00
10
)(PoissonX λ≈ (muestras grandes) Región de rechazo hipótesis nula
00 :H λ=λ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ λ
>λ−= α nzxR 0
2/0
00 :H λ≤λ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ λ
>λ−= α nzxR 0
0
00 :H λ≥λ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ λ
<λ−= α− nzxR 0
10
)p,1(BY)p,1(BX 21 ≈≈ Región de rechazo hipótesis nula
210 pp:H =⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α2
22
1
11221 n
q.p
n
q.pzppR
210 pp:H ≤⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α2
22
1
1121 n
q.p
n
q.pzppR
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 217
210 pp:H ≥⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+<−= α−2
22
1
11121 n
q.p
n
q.pzppR
21
21
21
ii
21
222
2112
p
nn
ynxn
nn
yxp
2nn
s)1n(s)1n(s
++
=++
=
−+
−+−=
∑ ∑⎪⎪
⎭
⎪⎪
⎬
⎫
⎪⎪
⎩
⎪⎪
⎨
⎧
−+
−
+=
1n
)ns(
1n
)ns(
)nsns(próximomásenterof
2
22
22
1
21
21
22
221
21
CONTRASTE DE HIPÓTESIS
a) Contraste de la media de una población normal con varianzaconocida
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 00:H μ=μ Hipótesis alternativa 0a :H μ≠μ
Se acepta 0H si el estadístico 20 z
nx
z α≤σ
μ−=
Se rechaza 0H si el estadístico 20 z
nx
z α>σ
μ−=
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= α n.zxR 20rechazo
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 00 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 0a :H μ>μ
Se acepta 0H si el estadístico α≤σ
μ−= z
nx
z 0
Se rechaza 0H si el estadístico α>σ
μ−= z
nx
z 0
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 218
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= α n.zxR 0rechazo
b) Contraste de la media de una población normal con varianza desconocida
• Contraste bilateral
Muestras grandes 30n >
Hipótesis nula 00:H μ=μ Hipótesis alternativa 0a :H μ≠μ
Se acepta 0H si el estadístico 20 z
nsx
z α≤μ−
=
Se rechaza 0H si el estadístico 20 z
nsx
z α>μ−
=
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= α ns.zxR 20rechazo
Muestras pequeñas 30n ≤
Hipótesis nula 00 :H μ=μ Hipótesis alternativa 0a :H μ≠μ
Se acepta 0H si el estadístico ( )1n;20 t
nsx
t −α≤μ−
=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )1n;20 t
nsx
t −α>μ−
=
( ) ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= −α ns.txR 1n;20rechazo
• Contraste unilateral
Muestras grandes 30n >
Hipótesis nula 00 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 0a :H μ>μ
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 219
Se acepta 0H si el estadístico α≤μ−
= zns
xz 0
Se rechaza 0H si el estadístico α>μ−
= zns
xz 0
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= α ns.zxR 0rechazo
Muestras pequeñas 30n ≤
Hipótesis nula 00 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 0a :H μ>μ
Se acepta 0H si el estadístico ( )1n;0 t
nsx
t −α≤μ−
=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )1n;0 t
nsx
t −α>μ−
=
( ) ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= −α ns.txR 1n;0rechazo
c) Contraste para la varianza de una población normal
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 220 0
:H σ=σ Hipótesis alternativa 22a 0
:H σ≠σ
Se acepta 0H si el estadístico ( ) [ ]2)1n(,2
2)1n(,212
0
22 ;s1n
−α−α− χχ∈σ−
=χ
Se rechaza 0H si el estadístico ( ) [ ]2)1n(,2
2)1n(,212
0
22 ;s1n
−α−α− χχ∉σ−
=χ
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 220 0
:H σ≤σ Hipótesis alternativa 22a 0
:H σ>σ
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 220
Se acepta 0H si el estadístico ( ) 2)1n(,2
0
22 s1n
−αχ<σ−
=χ
Se rechaza 0H si el estadístico ( ) 2)1n(,2
0
22 s1n
−αχ≥σ−
=χ
d) Contraste de igualdad de medias de dos poblaciones normales de varianzas conocidas
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 210 :H μ=μ Hipótesis alternativa 21a :H μ≠μ
Se acepta 0H si 2
2
22
1
21
z
nn
yxz α≤
σ+
σ
−= Se rechaza 0H si 2
2
22
1
21
z
nn
yxz α>
σ+
σ
−=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 210 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 21a :H μ>μ
Se acepta 0H si α≤σ
+σ
−= z
nn
yxz
2
22
1
21
Se rechaza 0H si α>σ
+σ
−= z
nn
yxz
2
22
1
21
e) Contraste de igualdad de medias de dos poblaciones normales de varianzas desconocidas
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 210 :H μ=μ Hipótesis alternativa 21a :H μ≠μ
Muestras grandes 30)nn( 21 >+ con 21 nn ≈
Se acepta 0H si el estadístico 2z
ns
ns
yxz
2
22
1
21
α≤−
=
+
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 221
Se rechaza 0H si el estadístico 2z
ns
ns
yxz
2
22
1
21
α>
+
−=
Muestras pequeñas 30)nn( 21 ≤+ , varianzas desconocidas pero iguales 22
21 σ=σ
Se acepta 0H si )2nn(,2
p21
tn1
n1s
yxt
21
−+α≤+
−=
2nns)1n(s)1n(
s21
222
2112
p −+
−+−=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )2nn,2
p21
tn1
n1s
yxt
21
−+α>+
−=
Muestras pequeñas 30)nn( 21 ≤+ , varianzas desconocidas y distintas 22
21 σ≠σ
Se acepta 0H si f,2t
ns
ns
yxt
2
22
1
21
α≤
+
−= 2
1n)ns(
1n)ns(
ns
ns
f
2
22
22
1
21
21
2
2
22
1
21
−
++
+
⎟⎟⎠
⎞⎜⎜⎝
⎛+
=
Se rechaza 0H si el estadístico f,2t
ns
ns
yxt
2
22
1
21
α>
+
−=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 210 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 21a :H μ>μ
Muestras grandes 30)nn( 21 >+ con 21 nn ≈
Se acepta 0H si el estadístico α≤
+
−= z
ns
ns
yxz
2
22
1
21
Se rechaza 0H si el estadístico α>
+
−= z
ns
ns
yxz
2
22
1
21
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 222
Muestras pequeñas 30)nn( 21 ≤+ , varianzas desconocidas pero iguales 22
21 σ=σ
Se acepta 0H si )2nn(,
p21
tn1
n1s
yxt
21
−+α≤+
−=
2nns)1n(s)1n(
s21
222
2112
p −+
−+−=
Se rechaza 0H si el estadístico )2nn(,
p21
tn1
n1s
yxt
21
−+α>+
−=
Muestras pequeñas 30)nn( 21 ≤+ , varianzas desconocidas y distintas 22
21 σ≠σ
Se acepta 0H si f,
ns
ns
tyxt
2
22
1
21
α≤+
−=
( ) ( )2
1nns
1nns
ns
ns
f
2
22
22
1
21
21
2
2
22
1
21
−
++
+
⎟⎟⎠
⎞⎜⎜⎝
⎛+
=
Se rechaza 0H si el estadístico f,
ns
ns
tyxt
2
22
1
21
α>+
−=
f) Contraste de igualdad de varianzas de dos poblaciones normales
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 220 21
:H σ=σ Hipótesis alternativa 22a 21
:H σ≠σ
Se acepta 0H si el estadístico [ ])1n(,)1n(;2)1n(,)1n(;2122
21
2121F;F
ssF −−α−−α−∈=
Se rechaza 0H si el estadístico [ ])1n(,)1n(;2)1n(,)1n(;2122
21
2121F;F
ssF −−α−−α−∉=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 220 21
:H σ≤σ Hipótesis alternativa 22a 21
:H σ>σ
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 223
Se acepta 0H si )1n(,)1n(;22
21
21F
ss
F −−α≤= Se rechaza 0H si )1n(,)1n(;22
21
21F
ss
F −−α>=
NOTA.- 12
21n,n;1
n,n; F1F
α−α =
g) Contraste de igualdad de medias en el caso de datos apareados.
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 210 0d:H μ=μ⇔= Hipótesis alternativa 21a 0d:H μ≠μ⇔≠
Se acepta 0H si el estadístico ( )1n,2d
t
nsd
t −α≤=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )1n,2d
t
nsd
t −α>=
donde ( )∑∑∑===
−−
=−==n
1i
2i
2d
n
1iii
n
1ii dd
)1n(1s)yx(d
n1d
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 210 0d:H μ≤μ⇔≤ Hipótesis alternativa 21a 0d:H μ>μ⇔>
Se acepta 0H si el estadístico ( )1n,d
t
nsdt −α≤=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )1n,d
t
nsdt −α>=
h) Contraste para el parámetro p de una distribución binomial
• Contraste bilateral
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 224
Hipótesis nula 00 pp:H = Hipótesis alternativa 0a pp:H ≠
Se acepta 0H si ( ) 200
0 z
np1p
ppz α≤
−
−= Se rechaza 0H si ( ) 2
00
0 z
np1p
ppz α>
−
−=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 00 pp:H ≤ Hipótesis alternativa 0a pp:H >
Se acepta 0H si ( ) α≤−
−= z
np1p
ppz
00
0 Se rechaza 0H si ( ) α>−
−= z
np1p
ppz
00
0
i) Contraste para la igualdad de los parámetros de dos distribuciones binomiales )p,n(B 11 y )p,n(B 22 en muestras grandes
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 210 pp:H = Hipótesis alternativa 21a pp:H ≠
Se acepta 0H si el estadístico 2
2
22
1
11
21 z
n)p1(p
n)p1(p
ppz α≤
−+
−
−=
Se rechaza 0H si el estadístico 2
2
22
1
11
21 z
n)p1(p
n)p1(p
ppz α>
−+
−
−=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 210 pp:H ≤ Hipótesis alternativa 21a pp:H >
Se acepta 0H si el estadístico α≤−
+−
−= z
n)p1(p
n)p1(p
ppz
2
22
1
11
21
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 225
Se rechaza 0H si el estadístico α>−
+−
−= z
n)p1(p
n)p1(p
ppz
2
22
1
11
21
HIPÓTESIS SOBRE LA MEDIA DE UNA POBLACIÓN: REGIÓN DE RECHAZO
),(NX σμ≈ 2σ conocida α−α −= 1zz
00 :H μ=μ 011 :H μ>μ ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= α nzxR 0 unilateral (simple)
00 :H μ=μ 011 :H μ<μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
<μ−= α−n
zxR 10 unilateral (simple)
00 :H μ=μ 01 :H μ>μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= αn
zxR 0 unilateral (compuesta)
00 :H μ=μ 01 :H μ<μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
<μ−= α−n
zxR 10 unilateral (compuesta)
00 :H μ=μ 01 :H μ≠μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= αn
zxR 2/0 bilateral (compuesta)
00 :H μ≤μ 01 :H μ>μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= αn
zxR 0 unilateral (compuesta)
00 :H μ≥μ 01 :H μ<μ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
<μ−= α−n
zxR 10 unilateral (compuesta)
),(NX σμ≈ 2σ desconocida 1nn
ss)1n(n xx2
x2x −
σ=−=σ a n;1n; tt α−α −=
00 :H μ=μ 011 :H μ>μ ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= −α ns
txR x)1n(;0 unilateral (simple)
00 :H μ=μ 011 :H μ<μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
<μ−= −α− ns
txR x)1n(;10 unilateral (simple)
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 226
00 :H μ=μ 01 :H μ>μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
>μ−= −α ns
txR x)1n(;0 unilateral (compuesta)
00 :H μ=μ 01 :H μ≠μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
>μ−= −α ns
txR x)1n(;2/0 bilateral (compuesta)
00 :H μ≤μ 01 :H μ>μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
>μ−= −α ns
txR x)1n(;0 unilateral (compuesta)
00 :H μ≤μ 01 :H μ<μ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
<μ−= −α− ns
txR x)1n(;10 unilateral (compuesta)
HIPÓTESIS SOBRE LA VARIANZA DE UNA POBLACIÓN: REGIÓN DE RECHAZO
Media poblacional conocida Región de rechazo hipótesis nula
20
20 :H σ=σ 2
0211 :H σ>σ
⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦⎤
⎢⎣⎡ σμ−= α
=∑ 2
n;20
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ=σ 2
0211 :H σ<σ
⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦⎤
⎢⎣⎡ σμ−= α−
=∑ 2
n;120
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ>σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−= α
=∑ 2
n;20
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ<σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−= α−
=∑ 2
n;120
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ≠σ
⎪⎪⎭
⎪⎪⎬
⎫
⎪⎪⎩
⎪⎪⎨
⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−
=
α=
α−=
∑
∑
2n;2/
20
2n
1ii
2n;2/1
20
2n
1ii
/)x(
/)x(
R
20
20 :H σ≤σ 2
02
1 :H σ>σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−= α
=∑ 2
n;20
2n
1ii /)x(R
20
20 :H σ≤σ 2
02
1 :H σ<σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σμ−= α−
=∑ 2
n;120
2n
1ii /)x(R
Media poblacional desconocida Región de rechazo hipótesis nula
20
20 :H σ=σ 2
0211 :H σ>σ
⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α
=∑ 2
)1n(;20
2n
1ii /)xx(R
20
20 :H σ=σ 2
0211 :H σ<σ
⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α−
=∑ 2
)1n(;120
2n
1ii /)xx(R
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 227
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ>σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α
=∑ 2
)1n(;20
2n
1ii /)xx(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ<σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α−
=∑ 2
)1n(;120
2n
1ii /)xx(R
20
20 :H σ=σ 2
02
1 :H σ≠σ
⎪⎪⎭
⎪⎪⎬
⎫
⎪⎪⎩
⎪⎪⎨
⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−
=
−α=
−α−=
∑
∑
2)1n(;2/
20
2n
1ii
2)1n(;2/1
20
2n
1ii
/)xx(
/)xx(
R
20
20 :H σ≤σ 2
02
1 :H σ>σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≥⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α
=∑ 2
)1n(;2/20
2n
1ii /)xx(R
20
20 :H σ≤σ 2
02
1 :H σ<σ⎭⎬⎫
⎩⎨⎧
χ≤⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡σ−= −α−
=∑ 2
)1n(;120
2n
1ii /)xx(R
Igualdad de medias: ),(NY,),(NX 2211 σμ≈σμ≈
210 :H μ=μ ( 21 ,σσ conocidas) ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−= α2
22
1
21
2 nnzyxR
k:H 210 =μ−μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−−= α2
22
1
21
2/ nnzkyxR
210 :H μ=μ igualespero
asdesconocid21 ,σσ
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= −+α21
p)22n1n(;2 n1
n1
styxR
210 :H μ=μ asintdisty
asdesconocid21 ,σσ
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α2
22
1
21
pf;2 n
s
n
sstyxR
210 :H μ≤μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−= α2
22
1
21
nnzyxR
k:H 210 ≤μ−μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−−= α2
22
1
21
nnzkyxR
210 :H μ≤μ )( 21 σ=σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= −+α21
p)22n1n(; n1
n1
styxR
210 :H μ≤μ )( 21 σ≠σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α2
22
1
21
f; n
s
n
styxR
210 :H μ≥μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
>−= α−2
22
1
21
1 nnzyxR
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 228
k:H 210 ≥μ−μ ( 21 ,σσ conocidas)⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
+σ
−<−−= α2
22
1
21
nnzkyxR
210 :H μ≥μ )( 21 σ=σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= −+α−21
p)22n1n(;1 n1
n1
styxR
210 :H μ≥μ )( 21 σ≠σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α−2
22
1
21
pf;1 n
s
n
sstyxR
210 :H σ=σ [ ]⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
∉= −−α−−α− )12n(),11n(;2/)12n(),11n(;2/122
21 F;F
s
sR
210 :H σ≤σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>= −−α )12n(),11n(;22
21 F
s
sR
210 :H σ≥σ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
<= −−α− )12n(),11n(;122
21 F
s
sR
)p,1(BX ≈ (muestras grandes) Región de rechazo hipótesis nula
00 pp:H = ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ −
>−= α n
)p1(pzpxR 00
20
00 pp:H ≤⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ −
>−= α n)p1(p
zpxR 000
00 pp:H ≥⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ −
<−= α− n
)p1(pzpxR 00
10
)(PoissonX λ≈ (muestras grandes) Región de rechazo hipótesis nula
00 :H λ=λ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ λ
>λ−= α nzxR 0
2/0
00 :H λ≤λ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ λ
>λ−= α nzxR 0
0
00 :H λ≥λ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ λ
<λ−= α− nzxR 0
10
)p,1(BY)p,1(BX 21 ≈≈ Región de rechazo hipótesis nula
210 pp:H =⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α2
22
1
11221 n
q.p
n
q.pzppR
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 229
210 pp:H ≤⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+>−= α2
22
1
1121 n
q.p
n
q.pzppR
210 pp:H ≥⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
+<−= α−2
22
1
11121 n
q.p
n
q.pzppR
21
21
21
ii
21
222
2112
p
nn
ynxn
nn
yxp
2nn
s)1n(s)1n(s
++
=++
=
−+
−+−=
∑ ∑⎪⎪
⎭
⎪⎪
⎬
⎫
⎪⎪
⎩
⎪⎪
⎨
⎧
−+
−
+=
1n
)ns(
1n
)ns(
)nsns(próximomásenterof
2
22
22
1
21
21
22
221
21
CONTRASTE DE HIPÓTESIS
a) Contraste de la media de una población normal con varianzaconocida
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 00:H μ=μ Hipótesis alternativa 0a :H μ≠μ
Se acepta 0H si el estadístico 20 z
nx
z α≤σ
μ−=
Se rechaza 0H si el estadístico 20 z
nx
z α>σ
μ−=
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= α n.zxR 20rechazo
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 00 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 0a :H μ>μ
Se acepta 0H si el estadístico α≤σ
μ−= z
nx
z 0
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 230
Se rechaza 0H si el estadístico α>σ
μ−= z
nx
z 0
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧ σ
>μ−= α n.zxR 0rechazo
b) Contraste de la media de una población normal con varianza desconocida
• Contraste bilateral
Muestras grandes 30n >
Hipótesis nula 00:H μ=μ Hipótesis alternativa 0a :H μ≠μ
Se acepta 0H si el estadístico 20 z
nsx
z α≤μ−
=
Se rechaza 0H si el estadístico 20 z
nsx
z α>μ−
=
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= α ns.zxR 20rechazo
Muestras pequeñas 30n ≤
Hipótesis nula 00 :H μ=μ Hipótesis alternativa 0a :H μ≠μ
Se acepta 0H si el estadístico ( )1n;20 t
nsx
t −α≤μ−
=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )1n;20 t
nsx
t −α>μ−
=
( ) ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= −α ns.txR 1n;20rechazo
• Contraste unilateral
Muestras grandes 30n >
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 231
Hipótesis nula 00 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 0a :H μ>μ
Se acepta 0H si el estadístico α≤μ−
= zns
xz 0
Se rechaza 0H si el estadístico α>μ−
= zns
xz 0
⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= α ns.zxR 0rechazo
Muestras pequeñas 30n ≤
Hipótesis nula 00 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 0a :H μ>μ
Se acepta 0H si el estadístico ( )1n;0 t
nsx
t −α≤μ−
=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )1n;0 t
nsx
t −α>μ−
=
( ) ⎪⎭
⎪⎬⎫
⎪⎩
⎪⎨⎧
>μ−= −α ns.txR 1n;0rechazo
c) Contraste para la varianza de una población normal
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 220 0
:H σ=σ Hipótesis alternativa 22a 0
:H σ≠σ
Se acepta 0H si el estadístico ( ) [ ]2)1n(,2
2)1n(,212
0
22 ;s1n
−α−α− χχ∈σ−
=χ
Se rechaza 0H si el estadístico ( ) [ ]2)1n(,2
2)1n(,212
0
22 ;s1n
−α−α− χχ∉σ−
=χ
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 220 0
:H σ≤σ Hipótesis alternativa 22a 0
:H σ>σ
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 232
Se acepta 0H si el estadístico ( ) 2)1n(,2
0
22 s1n
−αχ<σ−
=χ
Se rechaza 0H si el estadístico ( ) 2)1n(,2
0
22 s1n
−αχ≥σ−
=χ
d) Contraste de igualdad de medias de dos poblaciones normales de varianzas conocidas
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 210 :H μ=μ Hipótesis alternativa 21a :H μ≠μ
Se acepta 0H si 2
2
22
1
21
z
nn
yxz α≤
σ+
σ
−= Se rechaza 0H si 2
2
22
1
21
z
nn
yxz α>
σ+
σ
−=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 210 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 21a :H μ>μ
Se acepta 0H si α≤σ
+σ
−= z
nn
yxz
2
22
1
21
Se rechaza 0H si α>σ
+σ
−= z
nn
yxz
2
22
1
21
e) Contraste de igualdad de medias de dos poblaciones normales de varianzas desconocidas
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 210 :H μ=μ Hipótesis alternativa 21a :H μ≠μ
Muestras grandes 30)nn( 21 >+ con 21 nn ≈
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 233
Se acepta 0H si el estadístico 2z
ns
ns
yxz
2
22
1
21
α≤−
=
+
Se rechaza 0H si el estadístico 2z
ns
ns
yxz
2
22
1
21
α>
+
−=
Muestras pequeñas 30)nn( 21 ≤+ , varianzas desconocidas pero iguales 22
21 σ=σ
Se acepta 0H si )2nn(,2
p21
tn1
n1s
yxt
21
−+α≤+
−=
2nns)1n(s)1n(
s21
222
2112
p −+
−+−=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )2nn,2
p21
tn1
n1s
yxt
21
−+α>+
−=
Muestras pequeñas 30)nn( 21 ≤+ , varianzas desconocidas y distintas 22
21 σ≠σ
Se acepta 0H si f,2t
ns
ns
yxt
2
22
1
21
α≤
+
−= 2
1n)ns(
1n)ns(
ns
ns
f
2
22
22
1
21
21
2
2
22
1
21
−
++
+
⎟⎟⎠
⎞⎜⎜⎝
⎛+
=
Se rechaza 0H si el estadístico f,2t
ns
ns
yxt
2
22
1
21
α>
+
−=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 210 :H μ≤μ Hipótesis alternativa 21a :H μ>μ
Muestras grandes 30)nn( 21 >+ con 21 nn ≈
Se acepta 0H si el estadístico α≤
+
−= z
ns
ns
yxz
2
22
1
21
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 234
Se rechaza 0H si el estadístico α>
+
−= z
ns
ns
yxz
2
22
1
21
Muestras pequeñas 30)nn( 21 ≤+ , varianzas desconocidas pero iguales 22
21 σ=σ
Se acepta 0H si )2nn(,
p21
tn1
n1s
yxt
21
−+α≤+
−=
2nns)1n(s)1n(
s21
222
2112
p −+
−+−=
Se rechaza 0H si el estadístico )2nn(,
p21
tn1
n1s
yxt
21
−+α>+
−=
Muestras pequeñas 30)nn( 21 ≤+ , varianzas desconocidas y distintas 22
21 σ≠σ
Se acepta 0H si f,
ns
ns
tyxt
2
22
1
21
α≤+
−=
( ) ( )2
1nns
1nns
ns
ns
f
2
22
22
1
21
21
2
2
22
1
21
−
++
+
⎟⎟⎠
⎞⎜⎜⎝
⎛+
=
Se rechaza 0H si el estadístico f,
ns
ns
tyxt
2
22
1
21
α>+
−=
f) Contraste de igualdad de varianzas de dos poblaciones normales
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 220 21
:H σ=σ Hipótesis alternativa 22a 21
:H σ≠σ
Se acepta 0H si el estadístico [ ])1n(,)1n(;2)1n(,)1n(;2122
21
2121F;F
ssF −−α−−α−∈=
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 235
Se rechaza 0H si el estadístico [ ])1n(,)1n(;2)1n(,)1n(;2122
21
2121F;F
ssF −−α−−α−∉=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 220 21
:H σ≤σ Hipótesis alternativa 22a 21
:H σ>σ
Se acepta 0H si )1n(,)1n(;22
21
21F
ss
F −−α≤= Se rechaza 0H si )1n(,)1n(;22
21
21F
ss
F −−α>=
NOTA.- 12
21n,n;1
n,n; F1F
α−α =
g) Contraste de igualdad de medias en el caso de datos apareados.
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 210 0d:H μ=μ⇔= Hipótesis alternativa 21a 0d:H μ≠μ⇔≠
Se acepta 0H si el estadístico ( )1n,2d
t
nsd
t −α≤=
Se rechaza 0H si el estadístico ( )1n,2d
t
nsd
t −α>=
donde ( )∑∑∑===
−−
=−==n
1i
2i
2d
n
1iii
n
1ii dd
)1n(1s)yx(d
n1d
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 210 0d:H μ≤μ⇔≤ Hipótesis alternativa 21a 0d:H μ>μ⇔>
Se acepta 0H si el estadístico ( )1n,d
t
nsdt −α≤=
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 236
Se rechaza 0H si el estadístico ( )1n,d
t
nsdt −α>=
h) Contraste para el parámetro p de una distribución binomial
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 00 pp:H = Hipótesis alternativa 0a pp:H ≠
Se acepta 0H si ( ) 200
0 z
np1p
ppz α≤
−
−= Se rechaza 0H si ( ) 2
00
0 z
np1p
ppz α>
−
−=
• Contraste unilateral
Hipótesis nula 00 pp:H ≤ Hipótesis alternativa 0a pp:H >
Se acepta 0H si ( ) α≤−
−= z
np1p
ppz
00
0 Se rechaza 0H si ( ) α>−
−= z
np1p
ppz
00
0
i) Contraste para la igualdad de los parámetros de dos distribuciones binomiales )p,n(B 11 y )p,n(B 22 en muestras grandes
• Contraste bilateral
Hipótesis nula 210 pp:H = Hipótesis alternativa 21a pp:H ≠
Se acepta 0H si el estadístico 2
2
22
1
11
21 z
n)p1(p
n)p1(p
ppz α≤
−+
−
−=
Se rechaza 0H si el estadístico 2
2
22
1
11
21 z
n)p1(p
n)p1(p
ppz α>
−+
−
−=
• Contraste unilateral
Intervalos y Contrastes usuales
Santiago de la Fuente Fernández 237
Hipótesis nula 210 pp:H ≤ Hipótesis alternativa 21a pp:H >
Se acepta 0H si el estadístico α≤−
+−
−= z
n)p1(p
n)p1(p
ppz
2
22
1
11
21
Se rechaza 0H si el estadístico α>−
+−
−= z
n)p1(p
n)p1(p
ppz
2
22
1
11
21