2.3 - Distribuição amostral de dados normais

O objetivo nesta seção é estender a noção de uma distribuição amostral a situações em que amostramos de uma distribuição normal. Considere $X_1 , \cdots , X_n$ uma amostra aleatória de uma distribuição normal com média $\mu$ e variância $\sigma^2$ .

Tomamos, por exemplo, o problema de estimar quantas horas adicionais de sono são garantidas a um indivíduo após ingerir uma determinada droga. Além disso, suponha que a droga é testada em 20 indivíduos de modo que a média amostral seja $\overline{X}=0,8$ horas. Porém, se o estudo for repetido com outros 20 participantes podemos ter outros resultados para a média amostral. Por exemplo, podemos ter $\overline{X}=1,3$ . E, repetindo o estudo novamente, poderíamos ter $\overline{X}=-0,2$ . Em termos estatísticos, haverá variação entre as médias amostrais.

Este problema poderia ser resolvido se repetíssemos o estudo infinitas vezes, porém isto é inviável.

Quando as observações são amostradas aleatoriamente de uma distribuição normal, a média amostral também tem uma distribuição normal. Isto é, quando $n$ observações são amostradas aleatoriamente de uma distribuição normal com média $\mu$ e variância $\sigma^2$ , a média amostral tem distribuição normal com média $\mu$ e variância $\sigma^2/n$ .

Estudo de Simulação:

Considere uma população normal com média $\mu = 10$ e variância $\sigma^2=4$ . Vamos realizar um estudo de simulação para a distribuição da média amostral considerando amostras de tamanho $20$ dessa população. Para este estudo, vamos utilizar o Action e o software R.

Primeiramente, considere que são retiradas $15$ amostras de tamanho $20$ dessa população. Os dados de cada amostra são mostrados a seguir

15 amostras de tamanho 20
1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15
7,98	10,70	7,41	9,92	9,62	8,44	14,46	5,59	7,56	8,66	9,67	11,40	12,18	12,79	12,06
15,16	10,22	9,78	11,82	9,39	5,89	8,40	12,13	13,72	12,42	10,69	8,11	10,25	7,58	7,84
8,13	14,30	6,69	10,01	9,90	11,73	11,92	8,77	10,98	10,24	6,41	8,68	9,98	8,30	12,23
9,84	7,92	12,55	8,91	7,50	10,43	12,99	11,22	7,52	8,50	8,73	9,73	9,49	7,87	7,97
9,15	8,38	9,52	10,39	13,63	8,63	9,08	12,17	10,80	8,18	8,32	12,70	8,95	6,12	12,52
10,80	12,36	11,31	8,12	12,25	12,60	8,11	14,41	9,86	8,37	11,48	8,42	11,48	10,12	12,69
7,43	11,07	8,71	14,06	11,58	10,06	10,58	6,65	13,21	10,29	13,65	10,75	10,70	12,98	11,36
10,61	10,80	9,09	8,85	12,93	13,86	10,66	11,76	11,12	7,77	11,70	10,38	12,89	11,00	10,05
9,64	11,67	8,35	9,51	7,49	8,63	12,22	10,91	11,07	6,99	9,08	9,90	10,08	9,85	9,24
10,44	8,90	7,72	5,10	9,56	8,47	15,78	11,45	7,38	10,21	8,23	14,34	7,78	12,31	10,63
10,98	9,64	11,61	11,80	7,37	8,68	12,53	9,68	10,63	9,64	8,18	8,86	11,11	8,58	9,70
9,96	9,90	8,89	10,94	12,49	9,40	10,97	6,13	9,64	12,93	9,90	13,17	10,26	9,23	11,43
9,50	10,93	9,46	6,09	10,90	9,74	11,93	12,13	10,71	8,58	9,40	12,05	10,75	12,86	10,48
15,30	10,58	10,74	8,12	5,91	9,35	5,27	10,22	12,22	9,82	12,24	8,97	12,54	8,71	11,28
8,13	8,81	10,72	7,52	11,86	7,74	12,53	7,42	10,38	10,28	11,27	8,85	11,19	6,11	8,98
9,47	11,46	9,05	9,22	10,06	12,46	6,89	9,95	12,54	6,86	7,70	12,55	11,66	7,50	11,52
9,14	9,02	11,98	8,52	6,42	7,24	10,04	5,79	9,64	9,57	9,66	10,03	9,36	11,80	9,88
11,47	13,56	9,26	8,19	9,09	8,83	10,18	9,60	8,77	9,23	8,50	12,21	8,09	10,67	11,68
9,65	8,11	10,08	10,85	7,99	12,46	10,30	8,58	9,84	13,98	10,64	8,72	8,78	12,22	9,96
12,67	8,96	8,43	10,53	10,52	10,18	8,49	11,05	10,27	7,32	9,28	10,14	12,20	7,51	9,59

As médias amostrais de cada amostra são dadas segundo a tabela a seguir

Médias das amostras
1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15
10,27	10,37	9,57	9,42	9,82	9,74	10,67	9,78	10,39	9,49	9,74	10,50	10,49	9,71	10,55

A seguir, temos o histograma das médias amostrais

Observemos aqui que a média das médias é 10,03 e o desvio padrão é 0,44. Os resultados foram obtidos no Action.

Suponha agora que façamos o mesmo processo, porém ao invés de considerarmos 15 amostras de tamanho 20, consideramos 200 amostras. Para este estudo de simulação, utilizamos o software R. Neste caso, o histograma das médias obtidas pode ser visto na figura a seguir.

e a média das médias amostrais é dada por 10,02 e o desvio padrão por 0,48.

Realizando o mesmo experimento, porém agora considerando 10000 amostras de tamanho 20, a distribuição da média amostral pode ser vista segundo o histograma abaixo.

Para este caso, a média das médias amostrais foi 9,9993 e o desvio padrão foi 0,4500. Então, empiricamente, podemos perceber que a distribuição da média amostral se aproxima de uma distribuição normal com média $\mu = 10$ e desvio padrão $\sigma/\sqrt{n}=2/\sqrt{20}=0,4472$ .

A variância da média amostral, $\sigma^2_{\overline{X}}$ , é chamado de erro quadrático médio da média amostral. Para ser mais concreto, imagine que temos uma amostra aleatória de 25 observações onde, sem que saibamos, a média populacional é $1,5$ e a variância é $2$ ( $\sigma^2= 2$ ). Podemos ter uma média amostral $\overline{X} = 1,45$ . Porém, imagine que repitamos o estudo muitas vezes de modo que tenhamos as seguintes médias amostrais

1,45; 1,53; 1,90; 1,43; 2,72; 1,70; 1,13; 1,94; 1,23; ...

De acordo com o Teorema Central do Limite, se o estudo é repetido um grande número de vezes, a média destas médias amostrais será igual a média populacional, $1,5$ , e se calcularmos a variância amostral baseada nestes valores, teremos $\sigma^2/n = 2/25$ . Isto é, a variância das médias amostrais é igual a variância da distribuição da qual as observações foram amostradas, dividida pelo tamanho da amostra, assumindo apenas amostragem aleatória. A raiz quadrada positiva do erro quadrático médio, $\sigma_{\overline{X}}=\sigma/\sqrt{n}$ , é chamado erro padrão da média. Na prática, a variância ( $\sigma^2$ ) é raramente conhecida, mas podemos estimá-la com a variância amostral $s^2$ , que fornece uma estimativa do erro quadrático médio, $s^2/n$ e uma estimativa do erro padrão é $s/\sqrt{n}$ .

Distribuição de $s^2$

Temos que a estatística $s^2$ é um estimador não viciado da variância $\sigma^2$ . Vamos estudar agora a distribuição de $s^2$ . Uma distribuição que desempenha um papel central na distribuição de $s^2$ é a distribuição qui-quadrado.

Definição 2.3.1:

Se X é uma variável aleatória com densidade

$f_X(x)=\frac{1}{\Gamma(k/2)}\left(\frac{1}{2}\right)^{k/2}x^{k/2-1}e^{-x/2}1\!\!1_{(0,\infty)}(x)$

então X tem uma distribuição qui-quadrado com k graus de liberdade, onde o parâmetro k é um número inteiro.

Teorema 2.3.1:

Se as variáveis aleatórias $X_i, i = 1, 2, \ldots, n$ são independentes e normalmente distribuídas com médias $\mu_i$ e variâncias $\sigma_i^2$ , então

$U=\sum_{i=1}^n\left(\frac{X_i-\mu_i}{\sigma_i}\right)^2$

tem uma distribuição qui-quadrado com n graus de liberdade.

Demonstração:

De fato, para cada $i$ , se $X_i\sim N(\mu_1,\sigma_1^2)$ então

$\frac{X_i-\mu_i}{\sigma_i}\sim N(0,1)$

e, usando o Teorema 6.3.1 do livro de Probabilidades, segue o resultado.

Teorema 2.3.1:

Se $X_1,X_2,\ldots,X_n$ é uma amostra aleatória de uma distribuição normal padrão, então, valem as seguintes propriedades:

(i) $\overline{X}$ e $\sum_{i=1}^n(X_i-\overline{X})^2$ são independentes.

(ii) $\sum_{i=1}^n(X_i-\overline{X})^2$ tem uma distribuição qui-quadrado com $n-1$ graus de liberdade.

Demonstração:

(i) A demonstração será feita somente para o caso $n=2$ , mas ressaltamos que o resultado é válido para todo $n\in\mathbb{N}$ . Quando $n=2$ , temos que

$\overline{X} = \frac{X_1+X_2}{2}$

e

$\sum_{i=1}^n(X_i-\overline{X})^2 = \left(X_1-\frac{X_1+X_2}{2}\right)^2+\left(X_2 - \frac{X_1 +X_2}{2}\right)^2 = \frac{(X_1-X_2)^2}{4}+\frac{(X_2-X_1)^2}{4}$

de onde concluímos que

$\sum_{i=1}^n(X_i-\overline{X})^2=\frac{(X^2-X_1)^2}{2}$

de modo que $\overline{X}$ é uma função de $X_1+X_2$ e $\sum(X_i-\overline{X})^2$ é uma função de $X_2-X_1$ e então, para provar que $\overline{X}$ e $\sum(X_i-\overline{X})^2$ são independentes, é suficiente mostrar que $X_1+X_2$ e $X_2-X_1$ são independentes. Sendo $M_{Y}(t)$ a função geradora de momentos da variável aleatória $Y$ , temos que

$M_{X_1+X_2}(t_1) = \mathbb{E}[e^{t_1(X_1+X_2)}]=\mathbb{E}[e^{t_1X_1}e^{t_1X_2}] = \mathbb{E}[e^{t_1X_1}]\mathbb{E}[e^{t_1X_2}]=\exp\left(\frac{1}{2}t_1^2\right)\exp\left(\frac{1}{2}t_1^2\right) = \exp(t_1^2)$

e, de forma análoga,

$M_{X_1-X_2}(t_2) = \exp(t_2^2).$

Além disso, podemos verificar que

$M_{X_1+X_2,X_2-X_1}(t_1,t_2) = M_{X_1+X_2}(t_1)M_{X_2-X_1}(t_2)$

o que mostra que $X_1+X_2$ e $X_2-X_1$ são independentes.

(ii) Consideramos o resultado (i) para o caso em que temos $n$ arbitrário. Além disso, observamos que

$\sum X_i^2 = \sum(X_i-\overline{X}+\overline{X})^2 = \sum(X_i-\overline{X})^2+2\overline{X}\sum(X_i-\overline{X})+\sum\overline{X}^2 = \sum(X_i-\overline{X})^2+n\overline{X}^2$

e que $\sum(X_i-\overline{X})^2$ e $n\overline{X}^2$ são independentes. Então

$M_{\sumX_i^2}(t) = M_{\sum(X_i-\overline{X})^2}(t)M_{n\overline{X}^2}(t)$

e, portanto,

$M_{\sum(X_i-\overline{X})}^2(t) = \frac{M_{\sumX_i^2}(t)}{M_{n\overline{X}^2}(t)}= \left(\frac{1}{1-2t}\right)^{\frac{n-1}{2}}, \ t \ \textless \ \frac{1}{2}.$

Como $\sqrt{n}\overline{X}$ tem uma distribuição normal padrão, segue que $n\overline{X}^2$ tem uma distribuição qui-quadrado com um grau de liberdade. Além disso, a função geradora de momentos de $\sum(X_i-\overline{X})^2$ é igual a de uma distribuição qui-quadrada com $n-1$ graus de liberdade, completando a demonstração.

Corolário 2.3.1:

Se $s^2$ é a variância amostral de uma amostra aleatória $X_1, \ldots, X_n$ de uma distribuição normal com média $\mu$ e variância $\sigma^2$ , então

$U=\frac{(n-1)s^2}{\sigma^2}$

tem uma distribuição qui-quadrado com n-1 graus de liberdade.

Demonstração:

De fato, se $X_i\sim N(\mu,\sigma^2)$ para todo $i$ , então

$Z_i = \frac{X_i-\mu}{\sigma}\sim N(0,1).$

Temos que

$U = \frac{(n-1)s^2}{\sigma^2}=\frac{\sum_{i=1}^n(X_i-\overline{X})^2}{\sigma^2}$

Reescrevendo $X_i = Z_i\sigma+\mu$ , segue que

$(X_i-\overline{X})^2 = \left(Z_i\sigma+\mu-\sum_{i=1}^n\frac{Z_i\sigma+\mu}{n}\right)^2 = \left(Z_i\sigma+\mu-\sigma\overline{Z}-\mu\right)^2$

e, portanto,

$(X_i-\overline{X})^2 = (Z_i\sigma-\sigma\overline{Z})^2 = (\sigma(Z_i-\overline{Z}))^2=\sigm^2 (Z_i-\overline{Z})^2.$

Desta forma,

$U = \sum_{i=1}^n\frac{(X_i-\overline{X})^2}{\sigma^2}=\sum_{i=1}^n\frac{\sigma^2(Z_i-\overline{Z})^2}{\sigma^2}=\sum_{i=1}^n(Z_i-\overline{Z})^2$

e, a partir do item (ii) do Teorema 2.3.1, concluímos que $U$ tem uma distribuição qui-quadrado com $n-1$ graus de liberdade.

Uma vez que $s^2$ é uma função linear de $U$ , a densidade de $s^2$ pode ser obtida da densidade de $U$ . Desta forma, temos que

$f_{S^2}(y)=\left(\frac{n-1}{2\sigma^2}\right)^{(n-1)/2}\frac{1}{\Gamma[(n-1)/2]}y^{(n-3)/2}e^{-(n-1)y/2\sigma^2}1\!\!1_{(0,\infty)}(y)$

e, com isso, $s^2$ tem média $\sigma^2$ e variância $\frac{2\sigma^4}{n-1}$ .

Estudo de simulação:

Analogamente ao estudo de simulação realizado acima, considere uma população normal com média $\mu = 10$ e variância $\sigma^2= 4$ . Considere as 15 amostras de tamanho 20 desta população.

15 amostras de tamanho 20
1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15
7.98	10.70	7.41	9.92	9.62	8.44	14.46	5.59	7.56	8.66	9.67	11.40	12.18	12.79	12.06
15.16	10.22	9.78	11.82	9.39	5.89	8.40	12.13	13.72	12.42	10.69	8.11	10.25	7.58	7.84
8.13	14.30	6.69	10.01	9.90	11.73	11.92	8.77	10.98	10.24	6.41	8.68	9.98	8.30	12.23
9.84	7.92	12.55	8.91	7.50	10.43	12.99	11.22	7.52	8.50	8.73	9.73	9.49	7.87	7.97
9.15	8.38	9.52	10.39	13.63	8.63	9.08	12.17	10.80	8.18	8.32	12.70	8.95	6.12	12.52
10.80	12.36	11.31	8.12	12.25	12.60	8.11	14.41	9.86	8.37	11.48	8.42	11.48	10.12	12.69
7.43	11.07	8.71	14.06	11.58	10.06	10.58	6.65	13.21	10.29	13.65	10.75	10.70	12.98	11.36
10.61	10.80	9.09	8.85	12.93	13.86	10.66	11.76	11.12	7.77	11.70	10.38	12.89	11.00	10.05
9.64	11.67	8.35	9.51	7.49	8.63	12.22	10.91	11.07	6.99	9.08	9.90	10.08	9.85	9.24
10.44	8.90	7.72	5.10	9.56	8.47	15.78	11.45	7.38	10.21	8.23	14.34	7.78	12.31	10.63
10.98	9.64	11.61	11.80	7.37	8.68	12.53	9.68	10.63	9.64	8.18	8.86	11.11	8.58	9.70
9.96	9.90	8.89	10.94	12.49	9.40	10.97	6.13	9.64	12.93	9.90	13.17	10.26	9.23	11.43
9.50	10.93	9.46	6.09	10.90	9.74	11.93	12.13	10.71	8.58	9.40	12.05	10.75	12.86	10.48
15.30	10.58	10.74	8.12	5.91	9.35	5.27	10.22	12.22	9.82	12.24	8.97	12.54	8.71	11.28
8.13	8.81	10.72	7.52	11.86	7.74	12.53	7.42	10.38	10.28	11.27	8.85	11.19	6.11	8.98
9.47	11.46	9.05	9.22	10.06	12.46	6.89	9.95	12.54	6.86	7.70	12.55	11.66	7.50	11.52
9.14	9.02	11.98	8.52	6.42	7.24	10.04	5.79	9.64	9.57	9.66	10.03	9.36	11.80	9.88
11.47	13.56	9.26	8.19	9.09	8.83	10.18	9.60	8.77	9.23	8.50	12.21	8.09	10.67	11.68
9.65	8.11	10.08	10.85	7.99	12.46	10.30	8.58	9.84	13.98	10.64	8.72	8.78	12.22	9.96
12.67	8.96	8.43	10.53	10.52	10.18	8.49	11.05	10.27	7.32	9.28	10.14	12.20	7.51	9.59

Neste caso, calculando a variância de cada uma das 15 amostras, temos que

Variância das amostras
1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15
4,46	3,04	2,41	4,20	4,95	4,09	6,40	6,04	3,07	3,65	3,04	3,30	2,12	5,17	2,03

A seguir, temos o histograma das variâncias das 15 amostras

A média das variâncias é 3,864 e a variância das variâncias é 1,817.

Suponha agora que façamos o mesmo estudo, porém ao invés de considerarmos 15 amostras de tamanho 20, consideraremos 1000. Utilizamos o software Action para realizar esta simulação. A distribuição amostral da variância é dada pelo seguinte histograma

Neste caso, a média das variâncias é 4,006 e a variância é 1,694.

Realizando o mesmo experimento, mas agora considerando 10000 amostras de tamanho 20 temos que a distribuição da variância é dada pelo histograma abaixo

Neste caso, a média das variâncias é 4,026 e a variância é 1,673. Então, realmente, podemos perceber que a distribuição da variância amostral se aproxima de uma distribuição qui-quadrado com média $\mu = 4$ e variância $\frac{2\sigma^4}{n-1}=\frac{2\times 16}{19}=1,684$ .

Sobre o Portal Action

O Portal Action é mantido pela Estatcamp - Consultoria Estatística e Qualidade, com o objetivo de disponibilizar uma ferramenta estatística em conjunto com uma fonte de informação útil aos profissionais interessados.

Facebook

CONTATO

Maestro Joao Seppe, 900, São Carlos - SP | CEP 13561-180
Telefone: (16) 3376-2047
E-Mail: [email protected]