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

110 TESTES DE HIPÓTESES

Tabela 5.4 Valores de dí e dl

xi Yí dí d/

635 640 5 25

709:^712 8 64

662 681., 19 ~6L~0

560

r:.·)ii;, )i,;

558 -2 ·•,f '

603 610 7 :;,.^49

745 740 -5 25

698 707 9 81

575 585 10 100

633 635 2 4

669 682 13 169

66 882

' ;.+, ' .,,~ · .. '.. '<?

Como 't 9 ;, 1 % = 2,821, rejeitamos '.1:( 0 ao nível de 1 % de significância. Logo,

concluímos, a esse nível, que o uso da ração contribui para o aumento do

peso médio dos animais.

5.6.2 Dados não-emparelhados-primeiro caso

Se os dados não são emparelhados, não terá sentido calcular as diferenças entre os valores

das duas amostras, e o teste deverá, portanto, ser baseado na diferença .f 1 - .f 2 entre as

médias das duas amostras. Nesse caso, as duas amostras podem ter tamanhos diferentes,

que denotaremos por n 1 e n 2.

Supomos, neste primeiro caso, que são conhecidos os desvios-padrão o- 1 e o- 2 das duas

populações envolvidas. Ora, sendo válida a hipótese

Ho: μ1-μ2 =d,

podemos, devido à propriedade referente à média de uma diferença a de variáveisP^4 1 e ao

resultado (3.2), concluir que

μ(x 1 -x 2 )=μ(x 1 )-μ(x 2 )=μ 1 -μ 2 =d. (5.23)

Por outro lado, admitindo populações infinitas, sabemos, de (3.3), que

2

e o-2(-x 2 )=-. 0'2

n2

Não havendo emparelhamento, as duas amostras devem ser independentes. Logo, devido

à propriedade referente à variância de uma diferença de variáveis independentes,1^15 1 temos

P^4 l Ver a expressão (Al.32), no Ap. 1.

[IS] Ver a expressão (Al.41), no Ap. 1.

(5.24)