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S02.s1 - Material
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ESTADÍSTICA INFERENCIAL
ESTIMACIÓN
LOGRO DE LA SESIÓN
ESTIMACIÓN ESTIMACIÓN
PUNTUAL POR
INTERVALOS
ESTIMACIÓN
Se trata de emplear los estadísticos para estimar los parámetros.
Métodos de estimación:
𝝁
Muestra (n)
𝝈 ഥ
𝑿
𝑺
𝝅
𝑷
Estadísticos:
Parámetros ()
ESTIMACIÓN PUNTUAL
Estimador Puntual
De la población de tallas de los estudiantes en La UTP año 2017, se extrae una muestra
aleatoria de 8 alumnos, cuyos valores observados son:
1.50 1.6 1.58 1.45 1.52 1.68 1.62 1.55 .
Halle un estimador puntual para la media poblacional
Solución:
σ𝑛𝑖=1 𝑋𝑖 1.5 + 1.6 + 1.58 + 1.45 + 1.52 + 1.68 + 1.62 + 1.55
Media: ത
𝜇ො = 𝑋 = =
𝑛 8
= 1.56 𝑚𝑡
𝜎
𝜎𝑥ҧ =
n
EJERCICIO EXPLICATIVO 1
(a) SOLUCIÓN:
Datos población Datos Muestra
• X: variable aleatoria tiempo de vida de focos fabricados
• X : N (μ,σ2) μ=? n = 30
σ = 40 horas (Conocido) 𝑋ത = 780 horas
𝜎
IC: 𝑋ത − 𝑍(1−𝛼) ⋅ < 𝝁<𝑋ത + 𝑍(1−𝛼) ⋅ 𝜎 𝐶𝑜𝑛𝑓𝑖𝑎𝑛𝑧𝑎 = 1 − 𝛼 = 0.95
2 n 2 n 𝛼 = 0.05
40 40
780 – 1.96 x < μ < 780 + 1.96 x
30 30
( b) SOLUCIÓN:
Adicionalmente podemos calcular el error y el tamaño de
muestra que aproximadamente será la misma.
𝑍 𝛼 .𝜎
(1− 2 ) 1.96 ∗40
Error: e = e= = 14.3138
𝑛 30
𝑍 𝛼 .𝜎 2
(1− 2 )
Tamaño de muestra: n ≥ = (5.48)2 = 30
𝑒
17 13 14 15 13 17 13 8 12 16 15 10 11 13 15 9
EJERCICIO EXPLICATIVO 2
SOLUCIÓN: Reemplazando:
2.73 2.73
X: V.A. calificación promedio IC: 13.2 − 1.96 <𝝁< 13.2 + 1.96
16 16
Datos del problema:
11.86 < < 14.54
Población: u = ?
σ = 2.73 Por tanto se espera con un 95 % de
Muestra: n = 16 probabilidad de confianza, que la calificación
ഥ = 13.2
X promedio para todos los alumnos que están
Confianza : 1 - = 0.95
matriculados en el curso Estadística
Inferencial y que asisten regularmente, tome
Sabemos que : valores entre 11,86 y 14,54.
𝜎
IC: 𝑋ത − 𝑍(1−𝛼) ⋅ < 𝝁<𝑋ത + 𝑍(1−𝛼) ⋅ 𝜎
2 n 2 n
INTERVALO DE CONFIANZA DE LA
MEDIA CON VARIANZA DESCONOCIDA
a. Emplearemos T cuando: n<30 y σ2 desconocida
• Cuando la varianza poblacional no es conocida utilizamos la
distribución de “t” de “student” , para tamaños de muestra
n<30. el estadístico T será:
𝑋ത − 𝜇
~𝑇𝑛−1
𝑆
𝑛
• Como σ² no se conoce se estima mediante S².
• La distribución se desvía en forma apreciable cuando los
grados de libertad (v = n-1) son pequeños.
5 5 𝑇 𝛼
1− 2 ,𝑛−1
= 𝑇 0.975,16−1
27.5 − 2.131x < 𝜇 < 27.5+2.131x
4 4
De la tabla: t 0.975,15 = 2.131
24.84 < < 30.16
con una confianza del 95%, la vida media de las baterías estará entre 24.84 y30.16 horas
EJERCICIO EXPLICATIVO 4
SOLUCIÓN: Reemplazando:
2.45 2.45
X: V.A. contenido de azúcar en el cereal pre endulzado IC: 11.3 − 2.093 <𝝁< 11.3 + 2.093
20 20
Datos del problema:
10.153 < < 12.446
Población: u = ?
σ=? El intervalo de confianza para el contenido
Muestra: n = 20
ഥ = 11.3 g
X
promedio de azúcar será de 10.153 a 12.446
S = 2.45 gramos con una confianza del 95%.
Confianza : 1 - = 0.95
v = 20 – 1 = 19
t0.975 = 2.093
𝑆 𝑆
Sabemos que : IC: 𝑋ത − 𝑇1−𝛼 ⋅ < 𝝁<𝑋ത + 𝑇1−𝛼 ⋅
2 n 2 n
FÓRMULAS PARA EL CÁLCULO DEL
INTERVALO DE CONFIANZA (IC)
50 48 48 55 40 52 57 55 47 46 43 49 51 50 53 48 50 46 43 45
Y ahora nos toca interactuar en CANVAS. Usaremos el
foro de consulta para estar en comunicación
permanente, también tendrás que completar algunas
actividades programadas.
¿QUÉ HEMOS APRENDIDO HOY?
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IMPORTANTE Ésta sesión 1.Realiza los
Excelente tu ejercicios
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1.Estimación puntual
grabada para tus ésta sesión y
2.Estimación por
intervalos Desaprende tus consultas. práctica con la
limitaciones y estate tarea
listo para aprender. domiciliaria.
2.Consulta en
el FORO tus
dudas.
U T P
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La clase queda Consulta la Resolución de
grabada para que diapositiva y lista ejercicios y
puedas repasar de ejercicios comentarios