10.14 : Solution du chapitre (Pratique et devoirs)

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deux proportions

échantillons assortis ou appariés

moyenne unique

moyennes des groupes indépendants, écarts types et/ou variances de la population inconnus

deux proportions

11.

moyennes des groupes indépendants, écarts types et/ou variances de la population inconnus

13.

moyennes des groupes indépendants, écarts types et/ou variances de la population inconnus

15.

deux proportions

17.

La variable aléatoire est la différence entre les quantités moyennes de sucre dans les deux boissons gazeuses.

19.

veux dire

21.

à deux queues

23.

la différence entre la durée de vie moyenne des Blancs et des non-Blancs

25.

Il s'agit d'une comparaison de deux moyennes de population avec des écarts types de population inconnus.

27.

Vérifiez la solution de l'étudiant.

28.

31.
\(P^{\prime}_{O S 1}-P_{O S 2}^{\prime}\)= différence dans la proportion de téléphones présentant une défaillance du système au cours des huit premières heures de fonctionnement avec\(OS_1\) et\(OS_2\).
proportions
36.
à queue droite
38.
La variable aléatoire est la différence entre les proportions (pourcentages) des populations appartenant à deux races ou plus au Nevada et au Dakota du Nord.
40.
La taille de nos échantillons étant bien supérieure à cinq, nous utilisons la distribution normale pour deux proportions pour ce test d'hypothèse.
42.
1. 44.
  La différence de vitesse moyenne des lancers de balle rapide des deux lanceurs
  —2,46
  47.
  Au seuil de signification de 1 %, nous pouvons rejeter l'hypothèse nulle. Il existe suffisamment de données pour conclure que la vitesse moyenne de la balle rapide de Rodriguez est plus rapide que celle de Wesley.
  49.
  Abonnements : 1 = Nourriture, 2 = Pas de nourriture
  \(H_{0} : \mu_{1} \leq \mu_{2}\)
  \(H_{a} : \mu_{1}>\mu_{2}\)
  51.
  Indices : 1 = Gamma, 2 = Zeta
  \(H_{0} : \mu_{1}=\mu_{2}\)
  \(H_{a} : \mu_{1} \neq \mu_{2}\)
  53.
  Les preuves sont suffisantes pour que nous ne puissions pas accepter l'hypothèse nulle. Les données confirment que le point de fusion de l'alliage Zeta est différent du point de fusion de l'alliage Gamma.
  54.
  la différence moyenne des défaillances du système
  56.
  Avec une\(p\) valeur de -0,0067, nous ne pouvons pas accepter l'hypothèse nulle. Il existe suffisamment de preuves pour démontrer que le correctif logiciel est efficace pour réduire le nombre de défaillances du système.
  60.
  \(H_{0} : \mu_{d} \geq 0\)
  \(H_{a} : \mu_{d}<0\)
  63.
  Nous refusons de rejeter l'hypothèse nulle. Les preuves de l'efficacité du médicament ne sont pas suffisantes.
  65.
  Abonnements : 1 : collèges de deux ans ; 2 : collèges de quatre ans
  1. 67.
    Indices : 1 : génie mécanique ; 2 : génie électrique
    1. 69.
      1. 71.
        74.
        c
        Test : moyenne de deux échantillons indépendants, écarts types de population inconnus. Variable aléatoire :
        \[\overline{X}_{1}-\overline{X}_{2}\nonumber\]
        Diffusion :\(H_{0} : \mu_{1}=\mu_{2}\)\(H_{a} : \mu_{1}<\mu_{2}\). L'âge moyen de la prostitution au Canada est inférieur à l'âge moyen aux États-Unis.
        Graphique :\(p\) valeur vers la gauche : 0,0151
        Décision : Impossible de rejeter\(H_0\).
        Conclusion : Au seuil de signification de 1 %, les données de l'échantillon ne permettent pas de conclure que l'âge moyen de la prostitution au Canada est inférieur à l'âge moyen aux États-Unis.
        78.
        d
        80.
        82.
        Inscriptions : 1 = Cabrillo College, 2 = Lake Tahoe College
        84.
        un
        Test : deux proportions d'échantillon indépendantes.
        Variable aléatoire :\(p_{1}^{\prime}-p_{2}^{\prime}\)
        Diffusion :\(H_{0} : p_{1}=p_{2}\)\(H_{a} : p_{1} \neq p_{2}\). La proportion d'utilisateurs de liseuses est différente pour les utilisateurs âgés de 16 à 29 ans et pour les utilisateurs âgés de 30 ans et plus.
        Graphique : bilatéral
        87.
        Test : deux proportions d'échantillons indépendantes
        Variable aléatoire :\(p_{1}^{\prime}-p_{2}^{\prime}\)
        Diffusion :\(H_{0} : p_{1}=p_{2}\)\(H_{a} : p_{1}>p_{2}\). Une plus grande proportion de propriétaires de tablettes sont âgés de 16 à 29 ans que de 30 ans et plus.
        Graphique : vers la droite
        Ne rejetez pas le\(H_0\).
        Conclusion : Au seuil de signification de 1 %, les données de l'échantillon ne permettent pas de conclure qu'une plus grande proportion de propriétaires de tablettes sont âgés de 16 à 29 ans que de 30 ans et plus.
        89.
        Abonnements : 1 : hommes ; 2 : femmes
        91.
        92.
        94.
        Indices : 1 = garçons, 2 = filles
        96.
        Indices : 1 = berlines non hybrides, 2 = berlines hybrides
        98.
        99.
        \(p\)-valeur = 0,1494
        103.
        Test : deux paires appariées ou échantillons appariés (\(t\)-test)
        Variable aléatoire :\(\overline{X}_{d}\)
        Diffusion :\(t_{12}\)
        \(H_{0} : \mu_{d}=0\)\(H_{a} : \mu_{d}>0\)
        La moyenne des différences entre les nouveaux cas de cancer du sein chez les femmes dans le sud entre 2013 et 2012 est supérieure à zéro. L'estimation du nombre de nouveaux cas de cancer du sein chez les femmes dans le sud est plus élevée en 2013 qu'en 2012.
        Graphique : vers la droite
        \(p\)-valeur : 0,0004
        Décision : Impossible d'accepter\(H_0\)
        Conclusion : Au seuil de signification de 5 %, les données de l'échantillon sont suffisantes pour conclure que le nombre de nouveaux cas de cancer du sein chez les femmes était plus élevé en 2013 qu'en 2012.
        105.
        Test : échantillons appariés ou appariés (\(t\)-test)
        Données de différence :\(\{–0.9, –3.7, –3.2, –0.5, 0.6, –1.9, –0.5, 0.2, 0.6, 0.4, 1.7, –2.4, 1.8\}\)
        Variable aléatoire :\(\overline{X}_{d}\)
        Diffusion :\(H_{0} : \mu_{d}=0 H_{a} : \mu_{d}<0\)
        La moyenne des différences de taux de sous-emploi dans les États du nord-est entre 2012 et 2011 est inférieure à zéro. Le taux de sous-emploi a diminué entre 2011 et 2012.
        Graphique : vers la gauche.
        Décision : Impossible de rejeter\(H_0\).
        Conclusion : Au seuil de signification de 5 %, les données de l'échantillon ne permettent pas de conclure à une baisse des taux de sous-emploi dans les États du nord-est entre 2011 et 2012.
        107.
        e
        109.
        d
        111.
        f
        113.
        e
        115.
        f
        117.
        un