Pedro Luiz de Oliveira Costa Neto - Estatística (2002, Editora Blucher) - libgen.lc

134 TESTES NÃO-PARAMÉTRICOS

0 m

Resultam os valores dados na Tab. 6.1, os quais, multiplicàdos por n = 100,

fornecem os Eb chegando-se, por fim, ao valor do .rv, por meio da expressão

(6.1) , sendo seu cálculo ilustrado na própria tabela.

Deve-se notar que a condição Ei;;::: 5 não é satisfeita para os valores 5, 6 e 7

da v~rtável. Logo, fundimos esses.valores ao valor 4, passanqo a considerar o

conjunto de valores X;;::: 4 com freqüência observada 9 e freqüência esperada

O valor ,rv calculado pela (6.1) fg}3,474.

Tabela 6.1

2 3 4 5 6 7

"°i-A \''F

Cálculo de X t

A=°J X;J;

25 o

35 35

18 36

13 39

4 16

2 10

2

9

12

1 7

100 155

Pi Ei

.. 2

O;-Ei (0;-E;)

E;

0,212 21,2 3,8 0,681

0,329 32,9 2,1 0,134

0,225 25,5 - 7,5 2,206

0,132 13,2 -0,2 0,003

0,051 5,1

0,016 1,6

0,004 0,4

7,2 1,8 0,450

0,001 0,1

3,474

Para determinação do rv crítico, o número de graus de liberdade deverá ser

v = k - 1 -m = 5 - 1 -1 = 3,

pois houve cinco parcelas e estimamos um parâmetro a partir da amostra.

Adotaremos a= 5%. Logo,

Logo, como 3,474 < 7,815, acertamôsH 0 , e concluímos que·a variável adere

be1:i1cilo JllQdelo de Poiss9p. N.8;te-se qμe não,,estamos afiqn,ando isso, mas,

facélli)la termos uma amostrá de cem elementos,' que já não é pequena, além de

uma aceitação razoavelmente folgada, tudo indica que po,demos admitir o

modelo como perfeitamente razoável.

1

Por outro lado, lembrando que J!(.rv) = v, vemos que o .rv obtido foi bastante

próximo de sua média, o que sugere que a distribuição do v~lor calculado seja

mesmo x2, compativelmente com H 0 • ·