Pruebas no paramétricas

Comparación de pruebas paramétricas y no paramétricas

Características Pruebas paramétricas Pruebas no paramétricas
Supuestos Requiere que los datos sean normales y tengan varianza constante NO requiere normalidad
Medida de interés Media Mediana o rango
tamaño de la muestra Mas eficaces con muestras grandes Adecuada para muestras grandes como pequeñas
Potencia estadística Mayor, detecta diferencias facilmente Menor potencia, requiere muestras grandes para detectar diferencias
Sensibilidad a outliers alta baja
Resultados precisos si se cumplen los supuestos menos precisos pero mas robustos, cuando no se cumplen los supuestos
Pruebas student, ANOVA, Regresión Mann whitney, signos

Tipo de prueba paramétricas y no paramétricas, según el caso

Objeto de la prueba comparar Pruebas paramétricas Pruebas no paramétricas
Dos muestras independientes Prueba t Prueba de wilcoxon
Muestras pareadas Prueba t Prueba dela suma de rangos con signo de wilcoxon, o de signos
Mas de dos muestras ANOVA Kruskal wallis
Medidas repetidas ANOVA medidas repetidas Prueba friedman
Correlación De pearson De spearman, kendall
Aleatoriedad No aplica Prueba de rachas
Homogeneidad de varianzas Prueba F o levene Prueba Brown-Forsythe
Regresión Regresion lineal simple regresión theil-sen o regresión cuantilitca
Bondad de ajuste Prueba chi cuadrado Kolmogorov-smirnov, anderson-Darling

Prueba Chi cuadrado

Tiene diferentes usos entre los que se encuentran

  • Determinar si una variable categórica sigue o no, una distribución hipotética, como la binomial o la poisson.

El juego de hipótesis es:

\(H_0:\) Los datos analizados siguen una distribución M.

\(H_1:\) Los datos analizados no siguen una distribución M

Grados de libertad

\[gl=\quad k \quad observaciones-\quad t\quad parametros \quad estimados\quad -1\]

  • Evaluar si una variable es independiente de la otra: Dos variables aleatorias X e Y son llamadas independientes, si la distribución de probabilidad de una de las variables no es afectada por la presencia de la otra.

El juego de hipótesis es:

\(H_o:\) Las variables son independientes, una variable no varía entre los distintos niveles de la otra variable.

\(H_a:\) Las variables son dependientes, una variable varía entre los distintos niveles de la otra variable.

Grados de libertad

\[df=(columnas−1)*(filas−1)\]

  • Comparar si dos distribuciones de probabilidad se desempeñan de las misma manera

El juego de hipótesis es:

\(H_o:\) la distribución de probabilidad de x es similar a y.

\(H_a:\) la distribución de probabilidad de x no es similar a y.

En todos los casos el estadístico corresponde a:

\[ \large \chi^2=\sum_{i,j}^n \frac {(o_{ij}-e_{ij})^2}{e_{ij}}\]

Asuma que:

\(Oij\) es la frecuencia observada de eventos que pertenecen a la i−ésima categoría de X y la j−ésima categoría de Y.

\(e_{ij}\) es la frecuencia esperada si X e Y son independientes.

Videos ejemplo

Prueba chi cuadrado para la independencia de dos distribuciones

Prueba de bondad de ajuste para la distribución de probabilidad binomial

Prueba de bondad de ajuste para la distribución de probabilidad poisson

Ejemplo En un supermercado se está estudiando el comportamiento del número de personas que llegan cada hora. Se analizaron 20 horas, cuyos datos se consignan a continuación:

Análisis exploratorio Se analiza los gráficos para determinar una distribución hipotética.

personas<-c(13, 14, 14, 19, 17, 14, 13,  9, 16, 16,13, 13, 15, 13,  7, 14, 14, 13, 20, 15)

mean(personas)
## [1] 14.1
par(mfrow=c(1,2))
hist(personas, xlab = "personas", ylab = "Frecuencia", las=1, main = "", col = "gray")
plot(density(personas), xlab = "personas", ylab = "Densidad", las=1, main = "")

En este caso, la variable de interés registra un número de eventos por unidad de tiempo, por lo que se sugiere analizar el ajuste a una distribución poisson. Se muestra la respectiva prueba de hipótesis. Sea X el número de clientes que visitan Celia Express.

\(H_0:X_i∼Poisson\)

\(H_1:X_i≁Poisson\)

Manualmente

Los valores se agrupan en una tabla de frecuencias

Clientes/hora Frec obs prob frec esp (obs-esp)^2/esp
9 2 0.048 0.96 1.1
13 6 0.106 2.12 7.1
14 5 0.105 2.12 3.9
15 2 0.098 1.97 0
16 2 0.085 1.72 0
17 3 0.07 1.41 1.8
total 20 13.9

el valor del promedio \(\lambda\) se estima asi: \[\lambda=\frac{(9*2)+(13*6)+(14*5)+(15*2)+(16*2)+(17*3)}{20}=13.95\]

A partir de este valor se estima la probabilidad de cada uno de ellos según la distribución de probabilidad poisson

\[p(x=9)=\frac{e^{-\lambda}\lambda^x}{x!}=\frac{e^{-13.95}13.95^9}{9!}=0.048\]

La frecuencia esperada se obtiene de multiplicar cada valor de probabilidad por 20.

El valor del estadístico es 13.9 los grados de libertad de la distribución está dado por:

gl=observaciones- k (parámetros estimados)-1

\[P(\chi^2_4>13.9)=0.0075 \] rechaza la hipotesis nula y se concluye que los datos no se distribuye poisson

En Rstudio

Para estimar los parámetros de una distribución de probabilidad discreta (poisson y binomial), se requiere la función goodfit del paquete vcd. Esta función también realiza la prueba de bondad de ajuste y sus argumentos son: variable de interés, tipo de distribución y método. Se usará el test de Chi-cuadradado a través del argumento “MinChisq”

require(vcd)
## Cargando paquete requerido: vcd
## Warning: package 'vcd' was built under R version 4.5.3
## Cargando paquete requerido: grid
gf<-goodfit(personas, type = "poisson", method = "MinChisq")
gf$par
## $lambda
## [1] 13.60833
summary(gf)
## Warning in summary.goodfit(gf): Chi-squared approximation may be incorrect
## 
##   Goodness-of-fit test for poisson distribution
## 
##              X^2 df  P(> X^2)
## Pearson 19.30042 19 0.4377217
chisq.test(personas)
## 
##  Chi-squared test for given probabilities
## 
## data:  personas
## X-squared = 11.333, df = 19, p-value = 0.9121

Ejemplo Comparación de distribuciones

Retomando el ejemplo de el ph de agua potable y no potable

\(H_0:X_{si}∼y_{no}\)

\(H_1:X_{si}≁y_{no}\)

Ejemplo en R:

Se usan los datos de la base survey de la librería MASS de R, que corresponden a 237 observaciones provenientes de una encuesta a estudiantes de estadística de una Universidad en Australia.

  1. Valide la hipótesis de si el hábito de fumar es independiente del nivel de ejercicios de los estudiantes usando un nivel de significancia del 0.05.

El juego de hipotesis es:

\(H_o:\) El hábito de fumar es independiente de hacer ejercicio

\(H_a:\) El hábito de fumar es dependiente de hacer ejercicio

## Para inst lar librerías use

# install.packages("MASS")

## Para llamar la librería
library(MASS)
library(DT)
## Warning: package 'DT' was built under R version 4.5.3
## se usan las variables
## FUMA (Smoke) con los niveles: Heavy, Regul, Occas y Never 
## EJERCICIO (Exer) con los niveles: Freq, Some, y None
##se tabulan

tbl=table(survey$Smoke,survey$Exer)
tbl
##        
##         Freq None Some
##   Heavy    7    1    3
##   Never   87   18   84
##   Occas   12    3    4
##   Regul    9    1    7
chisq.test(tbl)
## Warning in chisq.test(tbl): Chi-squared approximation may be incorrect
## 
##  Pearson's Chi-squared test
## 
## data:  tbl
## X-squared = 5.4885, df = 6, p-value = 0.4828
#Note que aparece un mensaje de alerta. Esto es debido a que en algunas celdas las
#frecuencias son muy pequeñas. Podemos solucionar esto agrupando algunas columnas.

ctbl = cbind(tbl[,"Freq"], tbl[,"None"] + tbl[,"Some"])
ctbl
##       [,1] [,2]
## Heavy    7    4
## Never   87  102
## Occas   12    7
## Regul    9    8
chisq.test(ctbl)
## 
##  Pearson's Chi-squared test
## 
## data:  ctbl
## X-squared = 3.2328, df = 3, p-value = 0.3571
mosaicplot(ctbl,
  main = "Mosaic plot",
  color = TRUE
)

fuerza de asociación

library(vcd)
assocstats(x = tbl)
##                     X^2 df P(> X^2)
## Likelihood Ratio 5.8015  6  0.44579
## Pearson          5.4885  6  0.48284
## 
## Phi-Coefficient   : NA 
## Contingency Coeff.: 0.151 
## Cramer's V        : 0.108

Pruebas de independencia de las distribuciones

Se utilizan cuando se quiere estudiar si existe asociación entre dos variables cualitativas, es decir, si las proporciones de una variable son diferentes dependiendo del valor que adquiera la otra variable.

Existen dos tipos de pruebas de independencia, la prueba chi cuadrado y la prueba exacta de fisher. La prueba de Chi-cuadrado se utiliza cuando la muestra es suficientemente grande. La prueba exacta de Fisher se utiliza cuando la muestra es pequeña.

La prueba de Chi-cuadrado no es adecuada cuando los valores esperados en una de las celdas de la tabla de contingencia son menores a 5; en este caso, se prefiere la prueba exacta de Fisher (McCrum-Gardner, 2008; Bower, 2003).

El juego de hipótesis es:

\(H_o:\) Las variables son independientes, una variable no varía entre los distintos niveles de la otra variable.

\(H_a:\) Las variables son dependientes, una variable varía entre los distintos niveles de la otra variable.

Test exacto de fisher

Se aplica para comparar dos variables categóricas con dos niveles cada una (tabla 2x2), está diseñado para situaciones en las que las frecuencias marginales de filas y columnas (los totales de cada fila y columna) son fijas, se conocen de antemano. Esta condición es relevante en los experimentos biológicos ya que no es común poder cumplirla. Si esta condición no se satisface el test de Fisher deja de ser exacto, por lo general pasando a ser más conservativo.

Ejemplo de experimentos con y sin frecuencias marginales fijas:

Frecuencias marginales fijas:

Supóngase que se quiere saber si la preferencia que tienen dos especies de pájaros (estorninos y gorriones) para refugiarse en casetas artificiales es diferente dependiendo del material de fabricación (madera o metal). Para ellos se disponen en una pajarera 5 casetas de metal y 5 de madera y se sueltan en el interior de la jaula 4 gorriones y 6 estorninos. En este experimento se sabe que las frecuencias marginales van a ser 5, 5, 4, 6 lo que no se sabe es como se van a distribuir las observaciones dentro de la tabla.

Pájaro Metal Madera total
Gorrión ? ? 4
Estornino ? ? 6
Total 5 5 10

Frecuencias marginales no fijas:

Supóngase que se quiere determinar si un fármaco acelera la cicatrización. Para ello se selecciona a 50 pacientes que se reparten aleatoriamente en dos grupos iguales (tratamiento y placebo), tras una semana de tratamiento se determina si la cicatrización ha finalizado (si / no). En este caso las frecuencias marginales de los tratamientos son fijas, 25 para cada grupo, sin embargo no se sabe cuántos en cada grupo van a haber cicatrizado o no, por lo que las frecuencias marginales del resultado de cicatrización no son fijas.

Tratamiento cicatrizado No cicatrizado total
placebo ? ? 25
Tratamiento ? ? 25
Total ? ? 50

Condiciones del test

  • Independencia,las observaciones de la muestra deben ser independientes unas de otras.

  • Muestreo aleatorio.

  • Tamaño de la muestra < 10% población.

  • Cada observación contribuye únicamente a uno de los niveles.

  • Las frecuencias marginales de columnas y filas tienen que ser fijas. Si esta condición no se cumple, el test de Fisher deja de ser exacto.

Cálculo del p-value

El test exacto de Fisher se basa en la distribución hipergeométrica, que permite calcular la probabilidad exacta de obtener una determinada distribución de eventos dentro de una tabla. Supóngase la siguiente tabla de contingencia:

Niveles Nivel A1 Nivel A2 total
Nivel B1 a b a+b
Nivel B2 c d c+d
Total a+c b+d n

n=a+b+c+d

\[p= \frac{{a+b\choose a}\,{c+d\choose c}}{{n\choose a+c}}= \frac{(a+b)!(c+d)!(a+c)!(b+d)!}{a!b!c!d!n!}\] El test de Fisher calcula las probabilidades de todas las posibles tablas y suma las de aquellas tablas que tengan probabilidades menores o iguales que la tabla observada, generando así el p-value de dos colas.

Ejemplo Se quiere estudiar si la reacción alérgica a un compuesto y una determinada mutación en un gen están relacionados. Para ello se realiza un test alérgico sobre un grupo de individuos seleccionados al azar y se genotipa el estado del gen de interés ¿Existe un diferencia significativa en la incidencia de la mutación entre los alérgicos y no alérgicos?

datos <- data.frame( sujeto = c("No alérgico", "No alérgico", "No alérgico","No alérgico","alérgico","No alérgico","No alérgico", "alérgico", "alérgico","No alérgico","alérgico", "alérgico","alérgico", "alérgico", "alérgico","No alérgico", "No alérgico", "No alérgico","No alérgico","alérgico", "alérgico","alérgico", "alérgico", "No alérgico","alérgico", "No alérgico", "No alérgico","alérgico","alérgico", "alérgico"),

                  
mutacion = c(FALSE,FALSE,FALSE,FALSE,TRUE,FALSE,FALSE, FALSE, TRUE,TRUE,TRUE,TRUE,TRUE,TRUE, FALSE,FALSE,TRUE,FALSE,TRUE, FALSE,TRUE,FALSE,FALSE, FALSE, TRUE, FALSE, FALSE, TRUE, FALSE, TRUE))
head(datos)
##        sujeto mutacion
## 1 No alérgico    FALSE
## 2 No alérgico    FALSE
## 3 No alérgico    FALSE
## 4 No alérgico    FALSE
## 5    alérgico     TRUE
## 6 No alérgico    FALSE

El juego de hipotesis es:

\(H_o:\) La alergia es independiente de la presencia del gen

\(H_a:\) La alergia es dependiente de la presencia del gen

La tabla de frecuencias es

El test de Fisher trabaja con frecuencia de eventos, por lo tanto con tablas de contingencia en las que se sumariza el número de eventos de cada tipo.

tabla <- table(datos$sujeto, datos$mutacion, dnn = c("Sujeto", "Estado gen"))
tabla
##              Estado gen
## Sujeto        FALSE TRUE
##   alérgico        6   10
##   No alérgico    11    3
fisher.test(x = tabla, alternative = "two.sided")
## 
##  Fisher's Exact Test for Count Data
## 
## data:  tabla
## p-value = 0.03293
## alternative hypothesis: true odds ratio is not equal to 1
## 95 percent confidence interval:
##  0.02195148 1.03427479
## sample estimates:
## odds ratio 
##  0.1749975

Fuerza de asociación entre variables cualitativas (tamaño del efecto)

Dado que las pruebas contrastan si las variables están relacionadas, al tamaño del efecto se le conoce como fuerza de asociación. Existen múltiples medidas de asociación, entre las que destacan phi o Cramer’s V.

library(vcd)
assocstats(x = tabla)
##                     X^2 df P(> X^2)
## Likelihood Ratio 5.3356  1 0.020894
## Pearson          5.1293  1 0.023525
## 
## Phi-Coefficient   : 0.413 
## Contingency Coeff.: 0.382 
## Cramer's V        : 0.413

En este ejemplo no se satisface la condición de frecuencias marginales fijas y por lo tanto el test de Fisher no es exacto. Aun así, hay evidencias para rechazar la H0 y considerar que las dos variables sí están relacionadas. El tamaño de la fuerza de asociación (tamaño de efecto) cuantificado por phi o Cramer’s V es mediano.

mosaicplot(tabla,
  main = "Mosaic plot",
  color = TRUE
)

Prueba de diferencias entre dos poblaciones con relación a la mediana

si dos muestras comparadas proceden de la misma población, al juntar todas las observaciones y ordenarlas de menor a mayor, cabría esperar que las observaciones de una y otra muestra estuviesen intercaladas aleatoriamente.

library(ggplot2)
set.seed(567)
datos <- data.frame(muestra = rep(c("A", "B"), each = 10),
valor = rnorm(n = 20, mean = 10, sd = 5),
cordenada_y = rep(0, 20))

ggplot(data = datos, aes(x = valor, y = cordenada_y)) +
geom_point(aes(colour = muestra), size = 3) +
ylab("") + xlab("rango") +
theme_bw() +
theme(axis.text.y = element_blank()) + 
ggtitle("Muestras procedentes de la misma población")

Por lo contrario, si una de las muestras pertenece a una población con valores mayores o menores que la otra población, al ordenar las observaciones, estas tenderán a agruparse de modo que las de una muestra queden por encima de las de la otra.

set.seed(567)
datos <- data.frame(muestra = rep(c("A", "B"), each = 10),
valor = c(rnorm(n = 10, mean = 10, sd = 5), rnorm(n = 10, mean = 20, sd = 5)),
cordenada_y = rep(0, 20))

ggplot(data = datos, aes(x = valor, y = cordenada_y)) +
geom_point(aes(colour = muestra), size = 3) +
ylab("") + xlab("rango") +
theme_bw() +
theme(axis.text.y = element_blank()) + 
ggtitle("Muestras procedentes de distintas poblaciones")

Las pruebas no paramétricas que veremos a continuación prueban la mediana de un conjunto de datos, o las medianas dos conjuntos de datos, la prueba de hipotesis es

Hipótesis nula \(H_0\)

\[\Large H_0:M_e=M_o\]

Hipótesis alternativa \(H_1\)

cola superior cola inferior cola doble
\(\Large H_0:M_e>M_o\) \(\Large H_0:M_e<M_o\) \(\Large H_0:M_e\neq M_o\)

Prueba de signo

si la distribución de un conjunto de datos es simétrica, la media y la mediana de la población son iguales. Al probar la hipótesis nula \(H_0\) de que \(M_e=M_o\) en comparación con la hipótesis alternativa adecuada, con base en una muestra aleatoria de tamaño n, reemplazamos cada valor de la muestra que exceda a \(M_e\) con un signo más, y cada valor de la muestra menor que \(M_e\) con un signo menos. Si la hipótesis nula es verdadera y la población es simétrica, la suma de los signos más debería ser casi igual a la suma de los signos menos.

Estadístico

\(R^+:\) Numero de diferencias positivas encontradas en el experimento

\[R^+\sim B(n,p) \quad R^+={0,1,2,3...n}\] n: cantidad de veces q se repite el experimento aleatorio

E: diferencia positiva

\(p=P(E)=\frac{1}{2}\) Probabilidad de encontrar una diferencia positiva

\(f(x)\) Probabilidad de encontrar x diferencias positivas

\[f(x)=P(R^+=x)=\displaystyle{n \choose x}p^x q^{n-x}=\displaystyle{n \choose x}*{\left (\frac{1}{2} \right)}^n\] Siempre que n>10, las probabilidades binomiales con p=1/2 se pueden aproximar a partir de la curva normal, ya que np=nq>5.

\[μ=np\quad sd=\sqrt{npq}\]

valor p

condición fórmula
\(r^+<\frac{n}{2}\) \(k*P \left (x\leq r^+|p=\frac{1}{2}\right)\)
\(r^+>\frac{n}{2}\) \(k*P \left (x\geq r^+|p=\frac{1}{2}\right)\)
prueba unilateral \(k=1\)
prueba bilateral \(k=2\)

Ejemplo

Los siguientes datos representan el número de horas que funciona una guadaña antes de requerir una recarga:

1.5, 2.2, 0.9, 1.3, 2.0, 1.6, 1.8, 1.5, 2.0, 1.2, 1.7

A un nivel de significancia de 0.05 utilice la prueba de signo para probar la hipótesis de que la guadaña funciona con una mediana de 1.8 horas antes de requerir una recarga.

Solución:

1. juego de hipótesis

\[H_0: Me= 1.8\] \[H1: M_e≠ 1.8\]

3. α = 0.05

4. Cálculos:

Al reemplazar cada valor con el símbolo “+” si excede 1.8, con el símbolo “–” si es menor que 1.8 y descartar las mediciones que sean iguales a 1.8, obtenemos la siguiente secuencia

\(X_i\) \(x_i-M_e=x_i-1.8\) signo
1.5 -0.3 -
2.2 0.4 +
0.9 -0.9 -
1.3 -0.5 -
2.0 0.2 +
1.6 -0.2 -
1.8 0 0
1.5 -0.3 -
2.0 0.2 +
1.2 -0.6 -
1.7 -0.1 -

\[n=9 \quad r^+=3 \quad n/2=4.5\quad k=2\]

5. Estadístico de prueba

como \(r^+<\frac{n}{2} \quad 3<4.5\) la fórmula es:

\[k*P \left (x\leq r^+|p=\frac{1}{2}\right)\] \[2*P(x\leq 3)=2*\sum_{x=0}^3 \displaystyle{10 \choose x}0.5^x 0.5^{10-x}\] \[2*\sum_{x=0}^3 \displaystyle{10 \choose x}*{\left (\frac{1}{2} \right)}^{10}=0.3437\] 6. Decisión:

No se rechaza la hipótesis nula y se concluye que la mediana del tiempo de funcionamiento no difiere significativamente de 1.8 horas.

En R

library(BSDA)
## Warning: package 'BSDA' was built under R version 4.5.2
## Cargando paquete requerido: lattice
## 
## Adjuntando el paquete: 'BSDA'
## The following object is masked from 'package:vcd':
## 
##     Trucks
## The following object is masked from 'package:datasets':
## 
##     Orange
x1<-c(1.5,2.2,0.9,1.3,2.0,1.6,1.8,1.5,2.0,1.2,1.7)
med<-median(x1)
SIGN.test(x1, md =1.8, alternative = "two.sided", conf.level = 0.95)
## 
##  One-sample Sign-Test
## 
## data:  x1
## s = 3, p-value = 0.3437
## alternative hypothesis: true median is not equal to 1.8
## 95 percent confidence interval:
##  1.271273 2.000000
## sample estimates:
## median of x 
##         1.6 
## 
## Achieved and Interpolated Confidence Intervals: 
## 
##                   Conf.Level L.E.pt U.E.pt
## Lower Achieved CI     0.9346 1.3000      2
## Interpolated CI       0.9500 1.2713      2
## Upper Achieved CI     0.9883 1.2000      2

Otro ejemplo

Una empresa de taxis intenta decidir si utilizar neumáticos radiales en vez de neumáticos regulares con cinturón le serviría para ahorrar combustible. Se equipan 16 automóviles con neumáticos radiales y se conducen por un recorrido de prueba establecido. Después se equipan los mismos automóviles con los neumáticos regulares con cinturón y se hace que los mismos conductores vuelvan a realizar el recorrido de prueba.

El consumo de gasolina, en kilómetros por litro, se presenta en la siguiente tabla, ¿Podemos concluir a un nivel de significancia de 0.05 que los automóviles equipados con neumáticos radiales ahorran más combustible que los equipados con neumáticos regulares con cinturón?

NOTA Los neumáticos radiales, con capas dispuestas a 90° y cinturones de acero, ofrecen mayor flexibilidad, tracción y durabilidad, siendo ideales para el uso diario en carretera y el ahorro de combustible. En contraste, los neumáticos convencionales (diagonales o con cinturón) tienen estructuras más rígidas, indicados para cargas pesadas, terrenos irregulares o maquinaria.

los radiales son superiores para la conducción diaria y el confort en carretera. Los neumáticos convencionales con cinturón ofrecen un terreno medio, siendo más resistentes a impactos en los flancos, pero con un rendimiento inferior en suavidad y eficiencia.

Automóvil 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16
Neumáticos radiales 4,2 4,7 6,6 7 6,7 4,5 5,7 6 7,4 4,9 6,1 5,2 5,7 6,9 6,8 4,9
Neumáticos con cinturón 4,1 4,9 6,2 6,9 6,8 4,4 5,7 5,8 6,9 4,9 6 4,9 5,3 6,5 7,1 4,8
diferencia 0,1 -0,2 0,4 0,1 -0,1 0,1 0 0,2 0,5 0 0,1 0,3 0,4 0,4 -0,3 0,1
signo + - + + - + na + + na + + + + - +
  1. Realice la prueba de signos
  2. Realice la prueba de rangos con signos de wilcoxon
  3. Realice la prueba de suma de rangos de wilcoxon

En rstudio

library(BSDA)
rad=c(4.2,4.7,6.6,7,6.7,4.5,5.7,6,7.4,4.9,6.1,5.2,5.7,6.9,6.8,4.9)
cin=c(4.1,4.9,6.2,6.9,6.8,4.4,5.7,5.8,6.9,4.9,6,4.9,5.3,6.5,7.1,4.8)


##Pueba de signos
SIGN.test(rad,cin, alternative = "two.sided", conf.level = 0.95)
## 
##  Dependent-samples Sign-Test
## 
## data:  rad and cin
## S = 11, p-value = 0.05737
## alternative hypothesis: true median difference is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
##  0.0000000 0.3482747
## sample estimates:
## median of x-y 
##           0.1 
## 
## Achieved and Interpolated Confidence Intervals: 
## 
##                   Conf.Level L.E.pt U.E.pt
## Lower Achieved CI     0.9232      0 0.3000
## Interpolated CI       0.9500      0 0.3483
## Upper Achieved CI     0.9787      0 0.4000
## Prueba de rangos con signos
wilcox.test(rad,cin,paired=TRUE) 
## Warning in wilcox.test.default(rad, cin, paired = TRUE): cannot compute exact
## p-value with ties
## Warning in wilcox.test.default(rad, cin, paired = TRUE): cannot compute exact
## p-value with zeroes
## 
##  Wilcoxon signed rank test with continuity correction
## 
## data:  rad and cin
## V = 85.5, p-value = 0.04063
## alternative hypothesis: true location shift is not equal to 0
## Prueba de suma de rangos
wilcox.test(rad,cin,paired=FALSE) 
## Warning in wilcox.test.default(rad, cin, paired = FALSE): cannot compute exact
## p-value with ties
## 
##  Wilcoxon rank sum test with continuity correction
## 
## data:  rad and cin
## W = 136, p-value = 0.7768
## alternative hypothesis: true location shift is not equal to 0

Prueba de rangos con signo de wilcoxon

  • Compara el rango medio de dos muestras relacionadas y determina si existen diferencias entre ellas.

  • Se utiliza para dos muestras pareadas, tiene en cuenta el signo y valor de la diferencia entre pares.

Condiciones

  • Datos independientes y ordenados

  • No es necesario asumir que las muestras se distribuyen normal. La distribución de las diferencias debe ser simétrica

  • Trabaja con medianas no con medias

Hipótesis nula \(H_0\)

\[\Large H_0:M_1=M_2\]

Hipótesis alternativa \(H_1\)

Cola Superior Inferior doble
\(\Large H_0\) \(\Large M_e>M_o\) \(M_e<M_o\) $ H_0:M_e

Criterio de rechazo \(T<T_{tabla}\)

Hipótesis:

En este caso la hipótesis nula consiste en afirmar que las poblaciones a la cual pertenecen ambos resultados es la misma o son idénticas. Esto es equivalente a formularlas de la siguiente manera:

Ho: El criterio aplicado no tiene efecto significativo en la muestra

H1: El criterio aplicado sí tiene efecto significativo en la muestra

Nivel de significación: α

Procedimiento:

  • Calcular Di = Xi – Yi

  • Tomar el valor absoluto de ellas. De preferencia colocarlas en otra columna, acompañado de la identificación del número de elemento

  • Ordenarlo de menor a mayor con la columna de identificación

  • Asignarle un rango a cada elemento ordenado. Si un rango se repite k veces, el rango asignado a cada elemento que se repite será el promedio de los siguientes rangos. La siguiente diferencia tendrá por rango el número de rango que corresponda, si no hubiera habido repetición.

  • Identificar el rango a cada diferencia original (sin el valor absoluto)

  • Asignarle el signo positivo o negativo según el valor de la diferencia

  • Sumar todos los valores de los rangos positivos y los negativos

  • Elegir el mínimo de estas sumas. Este será el estadístico.

Ejemplo

Los siguientes datos representan el número de horas que un compensador opera antes de requerir una recarga:

dato
1.5
2.2
0.9
1.3
2.0
1.6
1.8
1.5
2.0
1.2
1.7

Utilice la prueba de rango con signo para probar la hipótesis en el nivel de significancia de 0.05 que este compensador particular opera con una media de 1.8 horas antes de requerir una recarga.

Solución:

El juego de hipotesis es: \[H_0 = 1.8\]

\[H_1=1.8\]

Se procederá a efectuar las diferencias y a poner rango con signo a los datos.

Dato

di = dato - 1.8

Dato di valor abs jerarquia asignada
1,5 -0,3 0,3 -5,5
2,2 0,4 0,4 7
0,9 -0,9 0,9 -10
1,3 -0,5 0,5 -8
2 0,2 0,2 3
1,6 -0,2 0,2 -3
1,8 0 0 ninguna
1,5 -0,3 0,3 -5,5
2 0,2 0,2 3
dif abs ordenada 0 0,1 0,2 0,2 0,2 0,3 0,3 0,4 0,5
jerarquia 0 1 2 3 4 5 6 7 8
jerarquia reasignada - 1 3 3 3 5.5 5.5 7 8

Regla de decisión:

Para n = 10, después de descartar la medición que es igual a 1.8, la tabla muestra que la región crítica es w=8.

Cálculos:

w+ = 7 + 3 + 3 = 13

w- = 5.5 + 10 + 8 + 3 + 5.5 + 9 + 1 = 42

por lo que w = 13 (menor entre w+ y w-).

Decisión y Conclusión:

Como 13 no es menor que 8, no se rechaza H0 y se concluye con un = 0.05 que el tiempo promedio de operación no es significativamente diferente de 1.8 horas.

En rstudio

y1=c(1.5,2.2,0.9,1.3, 2,1.6,1.8,1.5,2,1.2,1.7)
y2=rep(1.8,times=11)

wilcox.test(y1,y2,paired=TRUE) 
## Warning in wilcox.test.default(y1, y2, paired = TRUE): cannot compute exact
## p-value with ties
## Warning in wilcox.test.default(y1, y2, paired = TRUE): cannot compute exact
## p-value with zeroes
## 
##  Wilcoxon signed rank test with continuity correction
## 
## data:  y1 and y2
## V = 13, p-value = 0.1522
## alternative hypothesis: true location shift is not equal to 0
SIGN.test(y1,y2, alternative = "two.sided", conf.level = 0.95)
## 
##  Dependent-samples Sign-Test
## 
## data:  y1 and y2
## S = 3, p-value = 0.3437
## alternative hypothesis: true median difference is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
##  -0.5287273  0.2000000
## sample estimates:
## median of x-y 
##          -0.2 
## 
## Achieved and Interpolated Confidence Intervals: 
## 
##                   Conf.Level  L.E.pt U.E.pt
## Lower Achieved CI     0.9346 -0.5000    0.2
## Interpolated CI       0.9500 -0.5287    0.2
## Upper Achieved CI     0.9883 -0.6000    0.2

Prueba de la suma de rangos de Wilcoxon

  • Su uso no se restringe a poblaciones no normales. pero esta prueba siempre es superior a la prueba t para poblaciones no normales

  • Se puede utilizar en vez de la prueba t de dos muestras cuando las poblaciones son normales, aunque la potencia será menor.

Condiciones

  • Identifica diferencias entre dos poblaciones que no son normales.

  • Análisis de dos muestras independientes que no están emparejadas.

Juego de hipótesis:

Ho: Las muestras provienen de la misma población.

H1: Las muestras provienen de poblaciones diferentes.

Procedimiento:

Luego de disponer de las dos muestras, sea n1 el tamaño de la primera muestra y n2 el tamaño de la segunda muestra.:

  • Apilar los datos en una sola columna

  • Ordenar las dos columnas de menor a mayor

  • Asignar el rango o jerarquia a cada uno de los datos ordenados.

criterio de asignación: Cuando el dato se repite, se suman todas las repeticiones y se divide entre el número de datos repetidos, dicho resultado será el rango de todos ellos. El siguiente dato no repetido tendrá por rango el valor entero que le correspondería si no hubiera habido repeticiones.

  • Se suman todos los valores de los rangos correspondientes a la misma muestra. Supongamos que estas sumas son S1 y S2, respectivamente.

Estadísticos a calcular

\[U_1=n_1*n_2+\frac{1}{2}n_1(n_1+1)-s_1\] \[U_2=n_1*n_2+\frac{1}{2}n_2(n_2+1)-s_2\] \[U=min{U_1,U_2}\] Media: \[\mu=\frac{n_1*n_2}{2}\]

Varianza: \[\sigma^2=\frac{1}{12}n_1*n_2(n_1+n_2+1)\] estadístico de prueba: \[T_c=\frac{U-\mu_U}{\sigma}\]

  • Criterio de decisión: Si el valor absoluto de TC es mayor el valor crítico Zα, rechazaremos la hipótesis nula; es decir, las muestras no proviene de la misma población o las poblaciones de donde provienen no son iguales.

Ejemplo Prueba de wilcoxon en R

Las membranas fetales (amnios y corion) forman un saco delgado y resistente que rodea al feto. Aunque su espesor es mínimo, se asume un grosor de aproximadamente 0.6 mm en el interior del útero hacia el final del embarazo. Estas membranas son esenciales para la protección y contención del líquido amniótico.

Los siguientes datos corresponden a medidas del grosor de las membranas fetales medida a las 12 y 26 semanas de edad gestacional.

  1. Realice un analisis descriptivo y verifique la normalidad en los conjuntos de datos
c12 c26
0.8 1.15
0.83 0.88
1.89 0.9
1.04 0.74
1.45 1.21
1.38
1.91
1.64
0.73
1.46
media 1.313 0.976
mediana 1.415 0.9
desv estándar 0.441 0.197 
c12=c(0.80, 0.83, 1.89, 1.04, 1.45, 1.38, 1.91, 1.64, 0.73, 1.46)
c26=c(1.15, 0.88, 0.90, 0.74, 1.21)

# Para la constante a las 12 semanas
require(car)
## Cargando paquete requerido: car
## Cargando paquete requerido: carData
## 
## Adjuntando el paquete: 'carData'
## The following objects are masked from 'package:BSDA':
## 
##     Vocab, Wool
library(nortest)
## Warning: package 'nortest' was built under R version 4.5.2
par(mfrow=c(1,4))
hist(c12, xlab = "Tiempo", ylab = "Frecuencia", las=1, main = "", col = "gray")
qqPlot(c12, col = "gray", ylab="Tiempo")
## [1] 7 9
plot(density(c12), xlab = "Tiempo", ylab = "Densidad", las=1, main = "")
boxplot(c12,c26, xlab = "Tiempo", ylab = "Densidad", las=1, main = "")

# Para la constante a las 26 semanas

par(mfrow=c(1,4))
hist(c26, xlab = "Tiempo", ylab = "Frecuencia", las=1, main = "", col = "gray")
qqPlot(c26, col = "gray", ylab="Tiempo")
## [1] 4 5
plot(density(c26), xlab = "Tiempo", ylab = "Densidad", las=1, main = "")
boxplot(c12,c26, xlab = "Tiempo", ylab = "Densidad", las=1, main = "")

  1. Pruebe mediante un juego de hipotesis y mediante la prueba de shapiro wilk, la normalidad del conjunto de datos
library(nortest)

##PRUEBA DE NORMALIDAD
shapiro.test(c12)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  c12
## W = 0.91129, p-value = 0.29
shapiro.test(c26)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  c26
## W = 0.91538, p-value = 0.5006
  1. Mediante la prueba de suma de rangos de wilcoxon pruebe la hipótesis de que la membrana es mayor a las 12 semanas que a las 26 semanas, con un nivel de significancia de 0.05

Pasos:

  1. Juego de hipótesis

\[ H_o:M_{e12 sem}=M_{e26 sem}\] \[ H_1:M_{e12 sem}>M_{e26 sem}\] 2. Nivel de significancia:\(\alpha=0.05\)

  1. Cálculos
todos pertenece rango
0.73 c12 1
0.74 c26 2
0.8 c12 3
0.83 c12 4
0.88 c26 5
0.9 c26 6
1.04 c12 7
1.15 c26 8
1.21 c26 9
1.38 c12 10
1.45 c12 11
1.46 c12 12
1.64 c12 13
1.89 c12 14
1.91 c12 15
Estadístico calculado c12 c26
Suma Rango 90 30
Tamaño: 10 5
U 15 35
Determinación del estadístico U = 15
Media de U = 25
Varianza de U = 66.66666667
Desviación de U = 8.164965809
Cálculo del estadistico de la prueba = -1.224744871
Valor crítico Z = 1.96
desición No rechazar Ho 
## Prueba de rango con signo 
wilcox.test(x = c12, y = c26, alternative = "greater", mu = 0,
            paired = FALSE, conf.int = 0.95) 
## 
##  Wilcoxon rank sum exact test
## 
## data:  c12 and c26
## W = 35, p-value = 0.1272
## alternative hypothesis: true location shift is greater than 0
## 95 percent confidence interval:
##  -0.08   Inf
## sample estimates:
## difference in location 
##                  0.305
#prueba para saber si provienen de la misma distribución 
ks.test(c12,c26)
## 
##  Exact two-sample Kolmogorov-Smirnov test
## 
## data:  c12 and c26
## D = 0.6, p-value = 0.1658
## alternative hypothesis: two-sided

Ejemplo en R

Se mide las concentraciones de cortisol en dos grupos de mujeres antes de dar a luz. Al grupo 1 se le practicó una cesárea de urgencias después de inducido el parto. Las del grupo 2, dieron a luz mediante operación cesárea o vía vaginal después de presentarse el trabajo de parto expontáneamente.

  1. Realice un analisis grafico para detectar si hay normalidad

2.Verifique normalidad en los conjuntos de datos usando α = 0.05.

4.Compruebe que ambos grupos de datos provienen de la misma distribución de probabilidad

\[H_0:grupo1∼grupo2\]

\[H_1:grupo1≁grupo2\]

###Ingresamos los datos como vectores de los dos grupos de madres

grupo1=c(411,466,432,409,381,363,449,483,438,381)
grupo2=c(584,553,516,688,650,590,574,700,831,688,478,689)         

boxplot(grupo1,grupo2)

## Prueba de normalidad
shapiro.test(grupo1)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  grupo1
## W = 0.96658, p-value = 0.8575
shapiro.test(grupo2)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  grupo2
## W = 0.95245, p-value = 0.673
#prueba para saber si provienen de la misma distribución 
ks.test(grupo1,grupo2)
## 
##  Exact two-sample Kolmogorov-Smirnov test
## 
## data:  grupo1 and grupo2
## D = 0.91667, p-value = 3.402e-05
## alternative hypothesis: two-sided
## Prueba de igualdad entre varinzas
var.test(grupo1,grupo2)
## 
##  F test to compare two variances
## 
## data:  grupo1 and grupo2
## F = 0.16182, num df = 9, denom df = 11, p-value = 0.0108
## alternative hypothesis: true ratio of variances is not equal to 1
## 95 percent confidence interval:
##  0.04510143 0.63304938
## sample estimates:
## ratio of variances 
##          0.1618194
## prueba de diferencias entre medias
t.test (grupo1,grupo2,paired=FALSE,conf.level=0.95)
## 
##  Welch Two Sample t-test
## 
## data:  grupo1 and grupo2
## t = -6.7277, df = 14.996, p-value = 6.787e-06
## alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
##  -272.7363 -141.4970
## sample estimates:
## mean of x mean of y 
##  421.3000  628.4167

Pruebas de rachas o de corridas aleatorias

  • Se basan en el orden en el que se obtienen las observaciones muestrales que pueden ser cualitativas o cuantitativas

  • Prueba si las observaciones se obtuvieron al azar.

  • Divide los datos en dos categorías mutuamente excluyentes: hombre o mujer, defectuoso o no defectuoso, cara o cruz, arriba o abajo de la mediana, etcétera.

  • Una racha es una serie ininterrumpida de resultados

  • Una secuencia siempre estará limitada a dos símbolos distintos.

  • Sea n1 el número de símbolos asociados con la categoría de menor ocurrencia,

  • Sea n2 el número de símbolos que pertenecen a la otra categoría.

  • Tamaño de la muestra n = n1 + n2

Ejemplo

Si se lanza una moneda seis veces, H representa cara y T representa cruz, resultan las siguientes secuencias en el número de rachas indicadas

Secuencia numero de rachas
\(HH\quad TT\quad HH\) 3
\(HHH\quad TTT\) 2
\(H\quad T \quad H \quad T\quad H\quad T\) 6

se encuesta a 12 personas para saber si utilizan cierto producto. Se designa a un hombre y a una mujer con los símbolos H y M, respectivamente, y se registra los resultados de acuerdo con su género en el orden en que ocurren. Una secuencia para el experimento sería

\[MM\quad FFF\quad M\quad FF\quad M M M M\]

Para los n = 12 símbolos tenemos cinco rachas

La siguiente muestra que tiene como resultado sólo dos corridas, es muy improbable que provenga de un proceso de selección aleatorio.

\[H H H H H H H \quad M M M M M\]

Procedimiento

  • Contar el número de rachas, y los resultados 𝑛1 y 𝑛2

  • Enunciar las hipotesis

\(H_o=\) datos aleatorios \(H_1=\) datos no aleatorios

  • La prueba consiste en encontrar si el número de rachas observado se puede considerar proveniente de una curva normal con media y desviación estándar siguientes.

\[\mu_r=\frac{2 n_1n_2}{n_1+n_2}+1\] \[\sigma_r=\sqrt{\frac{2 n_1n_2(2n_1n_2-n_1-n_2)}{(n_1+n_2)^2*(n_1+n_2-1)}}\] \[z=\frac{r-\mu_r}{\sigma_r}\]

  • Valor p \[P(z<x)=\alpha*2\] se multiplica por dos porque corresponde a una prueba de dos colas

Ejemplo

Juan perdío el juego de un casino, que consistia en una secuencia de rojo y negro, sospechó que la rueda no era imparcial y decidió registrar las ocurrencias durante varios minutos. obteniendo los siguientes resultados

\[NNN\quad RR\quad N\quad R\quad N\quad RRR\quad NN\quad R\quad N\quad R\quad N\quad RR\quad NNNN\] \[\quad RRR\quad NNN\quad R\quad NNN\quad RRRRRR\quad N\quad R\quad N\quad RRR\quad NNNN\quad RRR\]

Probar la aleatoriedad de la sucesión a un nivel de significancia de 0.05

Solución

Numero de valor
rachas r=24
rojos n1=27
negros n2=25
\(H_O\) La sucesión es aleatoria
\(H_1\) La sucesión es no aleatoria

Se usa la distribución normal para probar la hipótesis nula de que el proceso que generó esta secuencia es aleatorio

La media y la desviación estándar de la distribución normal para esta prueba están dadas por las ecuaciones siguientes

\[\mu_r=\frac{2 n_1n_2}{n_1+n_2}+1=\frac{2(27)(25)}{27+25}+1=26.96\] \[\sigma_r=\sqrt{\frac{2 n_1n_2(2n_1n_2-n_1-n_2)}{(n_1+n_2)^2*(n_1+n_2-1)}}=\sqrt{\frac{2 (27)(25)[2(27)(25)-27-25]}{(27+25)^2*(27+25-1)}}=3.56\] \[z=\frac{24-26.96}{3.56}=-0.83\] Decisión: Como el z calculado -0.83 no es menor que la z crítica -1.96 la hipótesis nula no se rechaza, Joe concluye que la rueda de la ruleta genera rojos y negros de manera aleatoria,

library(DescTools)
## Warning: package 'DescTools' was built under R version 4.5.3
## 
## Adjuntando el paquete: 'DescTools'
## The following object is masked from 'package:car':
## 
##     Recode
vec=c("N","N","N","R","R","N","R","N","R","R","R","N","N","R",
       "N","R","N","R","R","N","N","N","N","R","R","R","N","N",
       "N","R","N","N","N","R","R","R","R","R","R","N","R","N",
       "R","R","R","N","N","N","N","R","R","R") 

RunsTest(vec, alternative = c("two.sided"), correct = FALSE)
## 
##  Runs Test for Randomness
## 
## data:  vec
## z = -0.83081, runs = 24, m = 25, n = 27, p-value = 0.4061
## alternative hypothesis: true number of runs is not equal the expected number

Coeficientes de correlación de rangos

  • Técnica no paramétrica que mide la relación entre dos variables mediante el uso de sus rangos, en lugar de sus valores absolutos

  • Se basa en el orden de los datos, sin asumir ninguna forma específica de la distribución

  • Entre ellos se tiene el \(r_S\) de Spearman y el t de Kendall,

  • No requieren normalidad, es más robusta frente a valores atípicos y distribuciones asimétricas.

  • Funcionan bien con:

    • Datos ordinales
    • Distribuciones no normales
    • Presencia de outliers.

  • Una relación monotónica significa que cuando una variable aumenta, la otra tiende a aumentar o disminuir, aunque no siga una linea recta.

  • Una relación curva creciente puede tener Pearson moderado,Spearman alto.

  • En lugar de examinar los valores absolutos, transforman los datos en rangos y luego evalúan si las posiciones más altas en una variable corresponden a posiciones más altas en la otra (correlación positiva), o si sucede lo contrario (correlación negativa).

Correlación de Spearman

  • Medida de asociación que evalúa cómo corresponden las clasificaciones (rangos) de dos variables, es decir el tipo de relación, que hay entre ellas, que no necesariamente es lineal,puede ser monótona, es decir que cambia de manera consistente en una dirección creciente o decreciente.

  • Calcula los rangos de los valores en cada variable y luego mide la correlación entre esos rangos.

  • El uso de rangos hace que sea menos sensible a valores atípicos

El calculo de \(r_S\) es análogo al del coeficiente r de correlación muestral. \[r_s=1-\frac{6*\sum_{i=1}^nd_i^2}{n(n^2-1)}\] donde \(d_i=R(x_i)-R(y_i)\)

Correlación de t de Kendall

  • Evalúa la concordancia en los rangos entre dos variables, pares concordantes y discordantes, midiendo la fuerza y la dirección de la relación entre dos variables ordinales al observar cómo cambian de manera conjunta.

  • La relación entre las variables es ordinal o hay preocupación por la precisión en pares concordantes/discordantes.

  • Se usa para obtener una medida más robusta y menos sensible a errores en los datos, especialmente si hay pocos datos y el enfoque es en la estructura ordinal.

  • Se analizan datos con posibles lazos (empates) que requieren un método que pueda ajustar mejor.

  • En situaciones donde los datos contienen muchos empates o para pequeñas muestras.

  • La fórmula es:

\[ \tau =\frac{n_c-n_d}{0.5n(n-1)}\] \(n_c:\) Valores concordantes

\(n_d:\) Valores discordantes

n tamaño de los pares

Ejemplo Tau de Kendall Supongamos que un médico y una médica clasifican a 6 pacientes por salud física en order descendente. Uno de los dos médicos, en este caso, la médica, se define ahora como la referencia y los pacientes se ordenan del 1 al 6.

https://numiqo.es/tutorial/kendalls-tau

q1=c(1:6)
q2=c(3,1,4,2,6,5)
cor(q1,q2, method = "kendall")
## [1] 0.4666667

Se tienen las horas de estudio de los estudaintes y la nota obtenida

he=c(10, 8, 7, 6, 4)
pe=c(95, 80, 78, 60, 65)

plot(he,pe)

cor(he,pe, method = "spearman")
## [1] 0.9
cor(he,pe, method = "kendall")
## [1] 0.8
cor(he,pe, method = "pearson")
## [1] 0.8938659
correlación Paramétrica No paramétrica No paramétrica
Característica Pearson Spearman Kendall
Autor Karl Pearson Charles Spearman Maurice Kendall
Tipo de relación que detecta Lineal Monotónica Monotónica
Datos utilizados Valores originales Rangos Concordancia entre pares
Requiere normalidad Sí No No
Sensibilidad a outliers Alta Media Baja
Tipo de variables Cuantitativas continuas Ordinales o continuas Ordinales o continuas
Evalúa Intensidad de relación lineal Asociación monotónica Concordancia/desacuerdo
Símbolo del coeficiente r \(r_s\) \(\tau\)
Rango del coeficiente [−1,1] [−1,1] [−1,1]
Más potente cuando se cumplen supuestos Sí No necesariamente No necesariamente
Robusta ante datos no normales No Sí Sí
Robusta ante empates Media Media Alta
Uso típico Modelos lineales y análisis clásicos Relaciones curvas Muestras pequeñas o muchos empates
Ejemplo de aplicación Altura vs peso Nivel socioeconómico vs satisfacción Rankings o preferencias

Ejercicios propuestos

Prueba de rachas

  1. El supervisor de un sindicato dice que quienes solicitan empleos son seleccionados sin considerar de qué raza son. Los registros de contratación del local, que contiene sólo miembros masculinos, mostraron la siguiente secuencia de contratación de blancos (W) y negros (B):

\[W W W W \quad B\quad W W W \quad B B \quad W\quad B B\]

¿Estos datos sugieren una selección racial no aleatoria en la contratación de miembros del sindicato? r=6 no

  1. Las condiciones (D por enfermo, S por sano) de los árboles individuales de una fi la de diez álamos se encontró que estaban, de izquierda a derecha:

\[ SS \quad DD \quad S \quad DDD \quad SS\]

¿Hay suficiente evidencia para indicar no aleatoriedad en la secuencia y por tanto la posibilidad de contagio?

  1. Las piezas que salen de un proceso continuo de producción se clasifi caron como defectuosas (D) o no defectuosas (N). Una secuencia de piezas observada en el tiempo fue como sigue:

\[D \quad NNNNNN \quad DD \quad NNNNNN \quad DDD \quad NNNNN \quad D \quad NNN \quad DD \quad NNN \quad DD\]

a Calcule la probabilidad de que R ≤ 11, donde n1 = 11 y n2 = 23. Rta=0.0256

b ¿Estos datos sugieren falta de aleatoriedad en la presencia de piezas defectuosas y no defectuosas? Use la aproximación de muestra grande para la prueba de corridas de ensayo.

Prueba de signo y de rangos con signos de wilcoxon

  1. Se afirma que, si se le proporcionan ejemplos de problemas con antelacion, un estudiante puede aumentar en al menos 50 puntos su calificacion.

Para probar esta afirmacion se divide a un grupo de 20 estudiantes del ultimo ano en 10 pares, de manera que cada par tenga casi la misma calificacion promedio durante sus 3 primeros años en la universidad.

ce se
531 509
621 540
663 688
579 502
451 424
660 683
591 568
719 748
543 530
575 524

Los ejemplos de problemas y las respuestas se proporcionan al azar a un miembro de cada par una semana antes del examen. Las calificaciones del examen se presentan en la sgte tabla.

Use la prueba de signo y de rango con signo de wilcoxon, para probar la hipotesis de si los estudiantes que hacen ejercicios mejoran la nota en almenos 50 puntos.

library(BSDA)
ce=c(531,621,663,579,451,660,591,719,543,575)
se=c(509,540,688,502,424,683,568,748,530,524)

SIGN.test(ce,se,alternative = "less", conf.level = 0.95,md=50)
## 
##  Dependent-samples Sign-Test
## 
## data:  ce and se
## S = 3, p-value = 0.1719
## alternative hypothesis: true median difference is less than 50
## 95 percent confidence interval:
##      -Inf 53.77333
## sample estimates:
## median of x-y 
##          22.5 
## 
## Achieved and Interpolated Confidence Intervals: 
## 
##                   Conf.Level L.E.pt  U.E.pt
## Lower Achieved CI     0.9453   -Inf 51.0000
## Interpolated CI       0.9500   -Inf 53.7733
## Upper Achieved CI     0.9893   -Inf 77.0000
wilcox.test(ce,se,paired=TRUE,mu=50)
## Warning in wilcox.test.default(ce, se, paired = TRUE, mu = 50): cannot compute
## exact p-value with ties
## 
##  Wilcoxon signed rank test with continuity correction
## 
## data:  ce and se
## V = 10.5, p-value = 0.09239
## alternative hypothesis: true location shift is not equal to 50
  1. Los siguientes datos representan el tiempo, en minutos, que un paciente tiene que esperar durante 12 visitas al consultorio de un médico antes de ser atendido:
17 15 20 20 32 28 12 26 25 25 35 24

Utilice la prueba de signo a un nivel de significancia de 0.05 para probar la afirmación del médico de que la mediana del tiempo de espera de sus pacientes no es mayor de 20 minutos.

rta x = 7 con valor P = 0.1719; no rechace H0

Utilice la prueba de rango de signo de wilcoxon a un nivel de significancia de 0.05 para probar la afirmación del médico de que la mediana del tiempo de espera de sus pacientes no es mayor de 20 minutos.

library(BSDA)
time=c(17,15,20,20,32,28,12,26,25,25,35,24)
ref=rep(20,12)

SIGN.test(time,ref,alternative = "less", conf.level = 0.95,md=20)
## 
##  Dependent-samples Sign-Test
## 
## data:  time and ref
## S = 0, p-value = 0.0002441
## alternative hypothesis: true median difference is less than 20
## 95 percent confidence interval:
##      -Inf 6.856364
## sample estimates:
## median of x-y 
##           4.5 
## 
## Achieved and Interpolated Confidence Intervals: 
## 
##                   Conf.Level L.E.pt U.E.pt
## Lower Achieved CI     0.9270   -Inf 6.0000
## Interpolated CI       0.9500   -Inf 6.8564
## Upper Achieved CI     0.9807   -Inf 8.0000
wilcox.test(time,ref,paired=TRUE,mu=20, alternative = "less")
## Warning in wilcox.test.default(time, ref, paired = TRUE, mu = 20, alternative =
## "less"): cannot compute exact p-value with ties
## 
##  Wilcoxon signed rank test with continuity correction
## 
## data:  time and ref
## V = 0, p-value = 0.001253
## alternative hypothesis: true location shift is less than 20
  1. Un inspector de alimentos examina 16 latas de cierta marca de jamón para determinar el porcentaje de impurezas externas. Se registraron los siguientes datos:
2.4 2.3 3.1 2.2 2.3 1.2 1.0 2.4 1.7 1.1 4.2 1.9 1.7 3.6 1.6 2.3

Realice una prueba de signo a un nivel de significancia de 0.05 para probar la hipótesis nula de que la mediana del porcentaje de impurezas en esta marca de jamón es de 2.5%, en comparación con la hipótesis alternativa de que la mediana del porcentaje de impurezas no es de 2.5%.

x = 3 con valor P = 0.0244; rechace H0

Realice una prueba de rango de signo de wilcoxon a un nivel de significancia de 0.05 para probar la hipótesis nula de que la mediana del porcentaje de impurezas en esta marca de jamón es de 2.5%, en comparación con la hipótesis alternativa de que la mediana del porcentaje de impurezas no es de 2.5%.

nv=c(2.4,2.3,3.1,2.2,2.3,1.2,1,2.4,1.1,4.2,1.9,1.7,3.6,1.6,2.3,1.7)
SIGN.test(nv, md =2.5, alternative = "two.sided", conf.level = 0.95)
## 
##  One-sample Sign-Test
## 
## data:  nv
## s = 3, p-value = 0.02127
## alternative hypothesis: true median is not equal to 2.5
## 95 percent confidence interval:
##  1.651725 2.400000
## sample estimates:
## median of x 
##        2.25 
## 
## Achieved and Interpolated Confidence Intervals: 
## 
##                   Conf.Level L.E.pt U.E.pt
## Lower Achieved CI     0.9232 1.7000    2.4
## Interpolated CI       0.9500 1.6517    2.4
## Upper Achieved CI     0.9787 1.6000    2.4
wilcox.test(nv, alternative = c("two.sided"),
            mu =2.5, conf.level = 0.95) 
## Warning in wilcox.test.default(nv, alternative = c("two.sided"), mu = 2.5, :
## cannot compute exact p-value with ties
## 
##  Wilcoxon signed rank test with continuity correction
## 
## data:  nv
## V = 35.5, p-value = 0.0976
## alternative hypothesis: true location is not equal to 2.5
  1. Se afirma que una nueva dieta reducirá el peso de una persona en 4.5 kilogramos, en promedio, en un periodo de dos semanas. Se registran los pesos de 10 mujeres que siguen esta dieta, antes y después de un periodo de dos semanas, y se obtienen los siguientes datos:
mujer peso antes peso despues
1 58.5 60.0
2 60.3 54.9
3 61.7 58.1
4 69.0 62.1
5 64.0 58.5
6 62.6 59.9
7 56.7 54.4
8 63.6 60.2
9 68.2 62.3
10 59.4 58.7

Utilice la prueba de signo a un nivel de significancia de 0.05 para probar la hipótesis de que la dieta reduce la mediana del peso en 4.5 kilogramos, en comparación con la hipótesis alternativa de que la mediana de la pérdida de peso es menor que 4.5 kilogramos.

x=4 vp=03770 no rechace Ho

Utilice la prueba de rango de signo de wilcoxon a un nivel de significancia de 0.05 para probar la hipótesis de que la dieta reduce la mediana del peso en 4.5 kilogramos, en comparación con la hipótesis alternativa de que la mediana de la pérdida de peso es menor que 4.5 kilogramos.

W+=17.5 no rechazo Ho

  1. Las siguientes cifras indican la presión sanguínea sistólica de 16 corredores antes y después de una carrera de ocho kms:
corredor antes despues
1 158 164
2 149 158
3 160 163
4 155 160
5 164 172
6 138 147
7 163 167
8 159 169
9 165 173
10 145 147
11 150 156
12 161 164
13 132 133
14 155 161
15 146 154
16 159 170

Utilice una prueba de signo a un nivel de significancia de 0.05 para probar la hipótesis nula de que correr ocho kilómetros aumenta la mediana de la presión sanguínea sistólica en ocho puntos, en comparación con la hipótesis alternativa de que el aumento en la mediana es menor que ocho puntos.

x=4 vp=0.1335 no rechace Ho

Utilice una prueba de rango con signo de wilcoxon a un nivel de significancia de 0.05 para probar la hipótesis nula de que correr ocho kilómetros aumenta la mediana de la presión sanguínea sistólica en ocho puntos, en comparación con la hipótesis alternativa de que el aumento en la mediana es menor que ocho puntos.

w+=15 n=13 rechazo H0 a favor de me1-m2 menor q 8


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