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paulojus
+++ disciplinas:ce003ambko-2014-01:historico [2014/05/05 18:41]
paulojus
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 | 17/02 Seg |Probabilidades (cont). Exemplos. Probabilidade Condicional, Independência |Cap 5: 5.3   |Cap 5: 15 a 22 | [[#17/02|Ver abaixo]]  |
 | 19/02 Qua |Probabilidades (cont). Teorema de Bayes. Exemplos e exercícios. O problema dos aniversários, o problema de Monty Hall. Códigos e uso de simulações para estimar probabilidades. |Cap 5: 5.5 a 5.6  |Cap 5: 23 a 25 | |
-| 24/02 Qua |1a avaliação semanal |  | | |
+| 24/02 Qua |1a avaliação semanal. Probabilidades (cont). Exemplos e introdução a variáveis aleatórias (discretas). Distribuições binomial, binomial negativa (Pascal) e geométrica |Cap 6: 6.1, 6.2, 6.6 (6.6.1, 6.6.2, 6.6.3)  |Cap 6: 1 a 5, 20 e 21, 57 | |
+| 03/03 Seg |Feriado Carnaval | | |
+| 05/03 Qua |Feriado Carnaval | | |
+| 10/03 Seg |2a avaliação semanal. Revisão e continuação - Distribuições discretas de probabilidade: Binomial, Hipergeométrica, Geométrica, Pascal (Bin. Negativa), Uniforme, Multinomial e Poisson (+ processo de Poisson) |Cap 6, Sec 6.6 e 6.7 |Cap 6: 20 a 28, 31 a 38 |
+| 12/03 Qua |Valor esperado, variância, distribuição acumulada e quantis de variáveis discretas. Exercícios.  |Cap 6: 6.3, 6.4, 6.5 e 6.8. |Cap 6: 7 a 19, 29, 30, 39, 40 |
+| 17/03 Seg |3a avaliação semanal. Introdução a v.a. contínuas. |Cap 7: 7.1 e 7.2  |Cap 7: 1 a 4 |
+| 19/03 Seg |v.a. contínuas. Cálculo de probabilidades, esperança (média), mediana e quantis (quartis, decis, percentis etc), função acumulada  |Cap 7: 7.1, 7.2, 7.3, 7.8 |Cap 7: 5 a 12 (exceto 11) |
+| 24/03 Seg |4a avaliação semanal. Casos especiais de v.a. contínuas. Uniforme e exponencial. A ideia de utilizar outras distribuições e as formas de cálculo de probabilidades |Cap 7.4: 7.4.1, 7.4.3, 7.7  |Cap 7: 13, 21, 28, 29, 31  |
+| 26/03 Qua |v.a. contínuas: distribuição normal |Cap 7.4: 7.4.2 |Cap 7: 14 a 20, 34 a 38  |
+| 31/03 Seg |v.a. contínuas: distribuição normal (cont) |Cap 7.4: 7.4.2 |Cap 7: 14 a 20, 34 a 38  |
+| 02/04 Qua |1a prova |Cap 5, 6 e 7 |  |
+| 07/04 Seg |Outras v.a's contínuas (Beta, Gama, Weibull, t, etc). Convergência e aproximação normal à Binomial e Poisson. Transformação de variáveis. Introdução a estatística descritiva: uni e bi(multi)variada, tipos de variáveis (qualitativa: nominal e ordinal, quantitativa: discreta e contínua)  |Cap 7: 7.5, 7.6 e 7.7. Cap 2: 2.1, 2.2 e 2.3 |Cap: 7: 25, 26, 39. |[[#07/04|Ver abaixo]]  |
+| 09/04 Qua |Estatística descritiva. Exemplos e interpretações de gráficos, tabelas e medidas. Gráficos: barras (1 e 2 variáveis), histogramas, histogramas suavizados, ramo-e-folhas, //box-plot// |Cap 1-3 |  |
+| 14/04 Seg |sem aula presencial | |  |
+| 16/04 Qua |Avaliação semanal. Medidas estatísticas - medidas de posição, dispersão, assimetria e curtose. Dados atípicos |Cap 3 |Cap 3: 1 a 41  | [[#16/04|Ver abaixo]]  |
+| 21/04 Seg |feriado - Tiradentes | |  |
+| 23/04 Qua |análises descritivas bi-dimensionais. gráficos, tabelas e medidas de associação |Cap 4 |Cap 4: 1 a 15.   |[[http://onlinestatbook.com/2/describing_bivariate_data/bivariate.html|Material online]]: \\ Describing Bivariate Data |
+| 28/04 Seg |Avaliação semanal. Introdução a inferência estatística |Cap 10 |  |
+| 30/04 Seg |Inferência estatística |Cap 10 |Cap 10: 1, 3, 7 a 13  |[[#30/04|Ver abaixo]] códigos utilizados na aula |
+| 05/05 Seg |Avaliaçõa semanal. Discussão sobre a avaliaçõa e esquemas de amiostragem. Inferência estatística |Cap 10 |Cap 10: 21 a 28  |[[#30/04|Ver abaixo]] códigos utilizados na aula |
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 === 19/02 ===
-  - Dois jogadores (A e B) vão jogar um jogo que consiste no lançamento de dois dados. Ambos começam com R$ 10,00. Se a soma dos dados for um número ímpar, A para R$ 1,00 para B. Se a soma for par, B para R$ 1,00 para A.
+  - Dois jogadores (A e B) vão jogar um jogo que consiste no lançamento de dois dados. Ambos começam com R$ 10,00. Se a soma dos dados for um número ímpar, A paga R$ 1,00 para B. Se a soma for par, B paga R$ 1,00 para A.
     * quais os possíveis valores em dinheiro que os jogadores podem ter após 2 rodadas? A chance é a mesma para todos esses possíveis valores?
     * quais os possíveis valores em dinheiro que os jogadores podem ter após 3 rodadas? A chance é a mesma para todos esses possíveis valores?
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     * Solução formal (analítica)
     * Solução (aproximada) por alguma rotina computacional
-    - Um comitê de 12 pessoas é escolhido por sorteio de um grupo de 100 pessoas. Calcule a probabilidade dos indivíduos **A** e **B** pertencerem os grupo escolhido.
+    - Um comitê de 12 pessoas é escolhido por sorteio de um grupo de 100 pessoas. Calcule a probabilidade dos indivíduos **A** e **B** pertencerem ao grupo escolhido.
     -  Um baralho de 52 cartas contém 4 cartas do tipo //ás//. Se as cartas são embaralhadas e 13 cartas são divididas entre 4 indivíduos, qual a probabilidade de que algum deles fique com todas as cartas //ás//.
     - Se //n// pessoas terão seus assentos atribuídos ao acaso em uma linha com //2n// assentos, qual a probabilidade que não haja pessoas em assentos adjacentes?
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     * ** procure anotar as principais mensagens da apresentação **
     * ** se voce tivesse que destacar a descrever 2 (dois) pontos principais da apresentação, quais seriam? **
+=== 07/04 ===
+  - Veja [[http://leg.ufpr.br/~paulojus/embrapa/Rembrapa/|no link exemplos de análises uni e bivariadas]] para um conjunto de dados em B&M
+=== 16/04 ===
+  - Fazer uma pesquisa sobre o conceito e usos de médias geométrica e harmônica.
+=== 30/04 ===
+<code R>
+##
+## Exemplo 1:
+##
+## definindo uma pequena população
+POP1 <- c(34, 45, 28, 29, 35, 38, 41, 36, 33, 40)
+POP1
+## tamanho da amostra:
+n <- 3
+## uma amostra
+(am1 <- sample(POP1, size=n))
+## estatísticas
+(t1 <- mean(am1))
+(t2 <- min(am1))
+(t3 <- diff(range(am1)))
+(t4 <- (min(am1) + max(am1))/2)
+## outra amostra
+(am2 <- sample(POP1, size=n))
+## estatísticas
+mean(am2)
+min(am2)
+diff(range(am2))
+(min(am2) + max(am2))/2
+## PARAMETRO
+(theta1 <- mean(POP1))
+## estimadores:
+## das estatistica acima: t1 e t4 são possíveis estimadores para theta1
+##
+## Exemplo 2:
+##
+## definindo uma população "grande"
+POP2 <- round(rbeta(1000000, 6, 9)*100, dig=1)
+THETA <- mean(POP2)
+## tamanho de amostra
+n <- 20
+## uma amostra
+(am1 <- sample(POP2, size=n))
+(t1 <- mean(am1))
+## obtendo agora 10 amostra e as estimaticas em cada uma delas:
+(ams <- replicate(10, sample(POP2, size=n)))
+apply(ams, 2, mean)
+## 10 amostras agora de tamanho 50. as estimativas variam menos
+ams50 <- replicate(10, sample(POP2, size=50))
+apply(ams50, 2, mean)
+## agora 500 amostras de tamanho 20
+## as estimativas formam a "distribuição amostral"
+ams <- replicate(500, sample(POP2, size=n))
+mds <- apply(ams, 2, mean)
+mean(mds)
+hist(mds, prob=T)
+lines(density(mds))
+## ... e 500 amostras de tamanho 50
+ams50 <- replicate(500, sample(POP2, size=50))
+mds50 <- apply(ams50, 2, mean)
+mean(mds50)
+hist(mds50, prob=T)
+lines(density(mds50))
+curve(dnorm(x, m=mean(POP2), sd=sd(POP2)/sqrt(50)), from=30, to=50, col=2, add=T)
+## qual estimador? no exemplo t1 t4
+## pode-se comparar caracteristicas das distribuições amostrais para escolher
+## o estimador mais eficiente (menos variabilidade)
+## para o t1
+plot(density(mds))
+minmax <- apply(ams, 2, function(x) (min(x) + max(x))/2)
+## para o t4
+mean(minmax)
+lines(density(minmax), col=2)
+## Na prática se utiliza apenas uma amostra.
+## Em certos casos (como média amostral)
+## a distribuição amostral pode ser obtida por resultados teóricos
+##
+## distribuições amostrais obtidas: por multiplas amostras e teórica
+plot(density(mds))
+curve(dnorm(x, m=mean(POP2), sd=sd(POP2)/sqrt(20)), from=30, to=50, col=2, add=T)
+## decisão baseada na distribuição amostral
+## os valores abaixo seriam considerados "incompatíveis" com a distribuição
+abline(v=38)
+abline(v=32)
+## Exemplo 3:
+## Simulando uma pesquisa eleitoral
+## para intencao de voto de um unico candidato
+## armazenando o valor (populacional e desconhecido) da intenção de voto
+set.seed(123456)
+THETA <- runif(1, 0, 1)
+## tirando uma amostra de tamanhos 2500
+am <- sample(c(0,1), size=2500, prob=c(1-THETA, THETA), rep=T)
+## estimativa baseada na amostra
+(est <- mean(am))
+## Margem de erro (baseada na distribuição amostra "teórica"
+(ME <- 1.96 * sqrt((est*(1-est))/2500))
+##
+curve(dnorm(x, m=est, sd=sqrt((est*(1-est))/2500)), from=0.75, to=0.85)
+abline(v=est)
+abline(v=est + c(-1, 1)*ME, lty=2)
+abline(v=THETA, col=2)
+## margem de erro "conservadora" (usando theta=0,5 na expressão da variancia do estimador)
+(MEcons <- 1.96 * sqrt(1/(4*2500)))
+</code>

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