Teste Exato de Fisher Evelyn Souza Paloma Gerlach

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Teste Exato de Fisher Evelyn Souza Paloma Gerlach Ribas Bioestatística - Noturno

Teste Exato de Fisher Evelyn Souza Paloma Gerlach Ribas Bioestatística - Noturno

O que é? • O teste exato de Fisher serve para testar a hipótese

O que é? • O teste exato de Fisher serve para testar a hipótese de que duas variáveis, apresentadas em uma tabela 2 x 2, estão associadas. • É indicado quando o tamanho das duas amostras independentes é pequeno e consiste em determinar a probabilidade exata de ocorrência de uma frequência observada, ou de valores mais extremos.

O que é necessário? • Amostras aleatórias e independentes; • Duas classes mutuamente exclusivas;

O que é necessário? • Amostras aleatórias e independentes; • Duas classes mutuamente exclusivas; • Nível de Mensuração em escala nominal ao menos.

Como fazer? • Considere a definição de duas amostras I e II, agrupadas em

Como fazer? • Considere a definição de duas amostras I e II, agrupadas em duas classes – e +. - + Total I A B A+B II C D C+D B+D N Total A+C • Estabeleça o nível de significância, por exemplo, σ=0, 05.

Fórmula • Calculamos, em seguida, a probabilidade de interesse. Por exemplo, a probabilidade de

Fórmula • Calculamos, em seguida, a probabilidade de interesse. Por exemplo, a probabilidade de ocorrência das frequências observadas nas caselas acima, se faz com o uso da distribuição hipergeométrica, ou seja: • Como a hipótese deseja testar a probabilidade de ocorrência de uma situação mais extrema, devemos calcular as probabilidades referentes as frequências observadas e das demais situações extremas.

Exemplo 1 • Um estudo foi realizado para verificar a existência de associação entre

Exemplo 1 • Um estudo foi realizado para verificar a existência de associação entre o tipo de tratamento e mortalidade por AIDS. • H 0: Não existe associação entre o tipo de tratamento e mortalidade por AIDS. • Ha: Existe associação entre o tipo de tratamento e mortalidade por AIDS Tratamento temos: Mortalidade Sim Não Total A 7 5 12 B 1 9 10 Total 8 14 22

Exemplo 1 Tratamento Mortalidade Sim Não Total A 8 4 12 B 0 10

Exemplo 1 Tratamento Mortalidade Sim Não Total A 8 4 12 B 0 10 10 Total 8 14 22 • Desta forma, o valor de p será 0, 024 + 0, 0015 = 0, 0255. (Teste unilateral). • Como este p é menor que o nível de significância, para σ = 0, 05 a decisão correta será rejeitar H 0; isto é, pode-se concluir que há diferença quanto à mortalidade em relação ao tipo de tratamento, sendo B mais eficaz.

Exemplo 2 • Numa classe de 24 alunos, comparou-se o rendimento de estudantes provenientes

Exemplo 2 • Numa classe de 24 alunos, comparou-se o rendimento de estudantes provenientes de escolas particulares e escolas públicas, os resultados seguem abaixo: Tipo de escola Acima da média Abaixo da média Total A (Particular) 5 7 12 B (Pública) 10 2 12 Total 15 9 24 • H 0: P(A) = P(B) Ha : P(A) ≠ P(B)

Exemplo 2 Assim, p=P 0+P 1+P 2=, 0447 (teste unilateral) e 2 p 0,

Exemplo 2 Assim, p=P 0+P 1+P 2=, 0447 (teste unilateral) e 2 p 0, 0894 (teste bilateral). Logo, para significância de σ=0, 05 não é possível rejeitar H 0.

Exemplo 3 • Pacientes com queixa de enxaqueca classificados segundo o grupo e o

Exemplo 3 • Pacientes com queixa de enxaqueca classificados segundo o grupo e o relato de alívio ou não da dor. Tratamento Mortalidade Sim Não Total A 3 3 6 B 7 3 10 Total 10 6 16 • H 0: Existe diferença entre o grupo tratamento e o grupo controle quanto ao alívio da dor. • Ha: Não existe diferença entre o grupo tratamento e o grupo controle quanto ao alívio da dor.

Exemplo 3 • Tem-se: Assim, p=P 0+P 1+P 2= 0, 3916. (Teste unilateral). Logo,

Exemplo 3 • Tem-se: Assim, p=P 0+P 1+P 2= 0, 3916. (Teste unilateral). Logo, para significância de σ=0, 05 não é possível rejeitar H 0.

Referências • Guimarães, P. R. B. Estatística Não-Paramétrica. Disponível em: <people. ufpr. br/~prbg/public_html/ce 050/apostcap

Referências • Guimarães, P. R. B. Estatística Não-Paramétrica. Disponível em: <people. ufpr. br/~prbg/public_html/ce 050/apostcap 4 a. PDF> Acesso em: 22 de maio de 2015. • ROSSI, R. M. Apostila de Estatística. Disponível em: <http: //www. google. com. br/url? sa=t&rct=j&q=&esrc=s&source=web &cd=6&cad=rja&uact=8&ved=0 CD 0 QFj. AF&url=http%3 A%2 F%2 Fdv. ict. unesp. br%2 Fivan%2 Fdownloads%2 FAulas%2520 em%2520 PDF *Apostila_de_Bioestatistica. pdf&ei=ho. Ni. VZim. Lc. SQs. QS 8 u 4 P 4 Dw&u sg=AFQj. CNEhwa. Yq. Rd 24 p. K 1 UNm. OU 2 Zpf 5 pr. G 9 Q&sig 2=ZLBsz. Wv NIYcw. YEFk 4 hy. DJg&bvm=bv. 93990622, d. c. Wc> Acesso em: 22 de maio 2015.