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Teorema do Limite Central
Bacharelado em Economia - FEA - Noturno
1o Semestre 2016
Profs. Fábio P. Machado e Gilberto A. Paula
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 1 / 53
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Objetivos da Aula
Sumário
1 Objetivos da Aula
2 Distribuição Binomial
3 Distribuição de Poisson
4 Distribuição Uniforme
5 Distribuição Exponencial
6 Teorema do Limite Central
7 Tabela Normal
8 Exemplos
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 2 / 53
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Objetivos da Aula
Objetivos da Aula
Soma de Variáveis Aleatórias
O objetivo principal desta aula é estudar empiricamente a distribuiçãoda soma de variáveis aleatórias quantitativas e enunciar o principalteorema da Estatística Teorema do Limite Central (Laplace, 1810).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 3 / 53
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Objetivos da Aula
Notação
Soma de Variáveis Aleatórias
Vamos supor X1, . . . ,Xn variáveis aleatórias independentes commesma distribuição de média µ e variância σ2 finitas. Vamos estudar adistribuição da soma
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 4 / 53
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Objetivos da Aula
Notação
Soma de Variáveis Aleatórias
Vamos supor X1, . . . ,Xn variáveis aleatórias independentes commesma distribuição de média µ e variância σ2 finitas. Vamos estudar adistribuição da soma
X = X1 + · · ·+ Xn
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 4 / 53
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Objetivos da Aula
Notação
Soma de Variáveis Aleatórias
Vamos supor X1, . . . ,Xn variáveis aleatórias independentes commesma distribuição de média µ e variância σ2 finitas. Vamos estudar adistribuição da soma
X = X1 + · · ·+ Xn
à medida que n cresce. Ou seja, vamos construir histogramas para adistribuição de X para diferentes valores de n.
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 4 / 53
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Distribuição Binomial
Sumário
1 Objetivos da Aula
2 Distribuição Binomial
3 Distribuição de Poisson
4 Distribuição Uniforme
5 Distribuição Exponencial
6 Teorema do Limite Central
7 Tabela Normal
8 Exemplos
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 5 / 53
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Distribuição Binomial
Distribuição Binomial
Distribuição Binomial
A distribuição binomial pode ser obtida através de n ensaiosindependentes de Bernoulli. Isto é, se Xi ∼ Be(p) (i = 1, . . . , n), então
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Distribuição Binomial
Distribuição Binomial
Distribuição Binomial
A distribuição binomial pode ser obtida através de n ensaiosindependentes de Bernoulli. Isto é, se Xi ∼ Be(p) (i = 1, . . . , n), então
X = X1 + · · ·+ Xn ∼ B(n, p).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 6 / 53
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Distribuição Binomial
Distribuição Binomial
Distribuição Binomial
A distribuição binomial pode ser obtida através de n ensaiosindependentes de Bernoulli. Isto é, se Xi ∼ Be(p) (i = 1, . . . , n), então
X = X1 + · · ·+ Xn ∼ B(n, p).
Temos ainda que E(X ) = np e Var(X ) = np(1 − p).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 6 / 53
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Distribuição Binomial
Histogramas Distribuição Binomial
Descrição
A seguir serão construídos histogramas para a distribuição deX ∼ B(n, p) variando-se o número de ensaios n e também aprobabilidade de sucesso p.
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Distribuição Binomial
Histogramas B (n, p) para n = 10
0 1 2 3 4 5 6 7
x
Dens
idade
0.0
0.1
0.2
0.3
p=0,10
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
x
Dens
idade
0.00
0.05
0.10
0.15
0.20
0.25
p=0,30
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
x
Dens
idade
0.00
0.05
0.10
0.15
0.20
p=0,50
2 3 4 5 6 7 8 9 10
x
Dens
idade
0.00
0.05
0.10
0.15
0.20
0.25
0.30
p=0,80
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 8 / 53
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Distribuição Binomial
Histogramas B (n, p) para n = 30
0 2 4 6 8 10 12 14
x
Dens
idade
0.00
0.05
0.10
0.15
0.20
p=0,10
0 3 6 9 12 16 20 24 28
x
Dens
idade
0.00
0.05
0.10
0.15
p=0,30
0 3 6 9 12 16 20 24 28
x
Dens
idade
0.00
0.04
0.08
0.12
p=0,50
10 13 16 19 22 25 28
x
Dens
idade
0.00
0.05
0.10
0.15
p=0,80
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 9 / 53
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Distribuição Binomial
Histogramas B (n, p) para n = 50
0 2 4 6 8 10 12 14
x
Dens
idade
0.00
0.05
0.10
0.15
p=0,10
0 4 8 13 19 25 31 37 43 49
x
Dens
idade
0.00
0.02
0.04
0.06
0.08
0.10
0.12
p=0,30
0 4 8 13 19 25 31 37 43 49
x
Dens
idade
0.00
0.02
0.04
0.06
0.08
0.10
p=0,50
25 28 31 34 37 40 43 46 49
x
Dens
idade
0.00
0.04
0.08
0.12
p=0,80
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 10 / 53
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Distribuição Binomial
Histogramas B (n, p) para n = 100
0 3 6 9 12 16 20 24 28
x
Dens
idade
0.00
0.04
0.08
0.12
p=0,10
0 5 11 18 25 32 39 46 53 60
x
Dens
idade
0.00
0.02
0.04
0.06
0.08
p=0,30
20 27 34 41 48 55 62 69 76
x
Dens
idade
0.00
0.02
0.04
0.06
p=0,50
60 65 70 75 80 85 90 95 100
x
Dens
idade
0.00
0.02
0.04
0.06
0.08
p=0,80
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 11 / 53
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Distribuição Binomial
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição deX ∼ B(n, p) se aproxima da distribuição de Y ∼ N(µX , σ
2X ) em que
µx = np e σ2X = np(1 − p).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 12 / 53
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Distribuição de Poisson
Sumário
1 Objetivos da Aula
2 Distribuição Binomial
3 Distribuição de Poisson
4 Distribuição Uniforme
5 Distribuição Exponencial
6 Teorema do Limite Central
7 Tabela Normal
8 Exemplos
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 13 / 53
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Distribuição de Poisson
Distribuição de Poisson
Definição
Se X segue distribuição de Poisson de parâmetro λ. Isto é, seX ∼ P(λ), então a função de probabilidade de X fica dada por
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 14 / 53
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Distribuição de Poisson
Distribuição de Poisson
Definição
Se X segue distribuição de Poisson de parâmetro λ. Isto é, seX ∼ P(λ), então a função de probabilidade de X fica dada por
P(X = x) =e−λλx
x!,
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 14 / 53
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Distribuição de Poisson
Distribuição de Poisson
Definição
Se X segue distribuição de Poisson de parâmetro λ. Isto é, seX ∼ P(λ), então a função de probabilidade de X fica dada por
P(X = x) =e−λλx
x!,
em que x = 0, 1, . . .. Temos ainda que E(X ) = λ e Var(X ) = λ.
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 14 / 53
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Distribuição de Poisson
Histogramas Distribuição de Poisson
Descrição
A seguir serão construídos histogramas para a distribuição de
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 15 / 53
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Distribuição de Poisson
Histogramas Distribuição de Poisson
Descrição
A seguir serão construídos histogramas para a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn ∼ P(nλ),
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 15 / 53
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Distribuição de Poisson
Histogramas Distribuição de Poisson
Descrição
A seguir serão construídos histogramas para a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn ∼ P(nλ),
variando-se m = nλ, em que Xi ∼ P(λ) independentes (i = 1, . . . , n).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 15 / 53
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Distribuição de Poisson
Histogramas P (m)
0 1 2 3 4 5 6 7 8
x
Den
sida
de
0.00
0.10
0.20
0.30
m=1
0 2 4 6 8 10 12 14
x
Den
sida
de
0.00
0.05
0.10
0.15
m=5
0 2 4 6 8 11 14 17 20 23
x
Den
sida
de
0.00
0.02
0.04
0.06
0.08
0.10
0.12
m=10
10 16 22 28 34 40 46 52 58
x
Den
sida
de
0.00
0.02
0.04
0.06
m=30
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 16 / 53
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Distribuição de Poisson
Histogramas P (m)
20 27 34 41 48 55 62 69 76
x
Den
sida
de
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
m=50
40 48 56 64 72 80 88 96 105
x
Den
sida
de
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
m=70
60 69 78 87 96 106 117 128 139
x
Den
sida
de
0.00
0.01
0.02
0.03
m=100
130 148 166 184 202 220 238 256
x
Den
sida
de
0.00
00.
010
0.02
0
m=200
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 17 / 53
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Distribuição de Poisson
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que m cresce a distribuição deX ∼ P(m) se aproxima da distribuição de Y ∼ N(µX , σ
2X ) em que
µx = m e σ2X = m.
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 18 / 53
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Distribuição Uniforme
Sumário
1 Objetivos da Aula
2 Distribuição Binomial
3 Distribuição de Poisson
4 Distribuição Uniforme
5 Distribuição Exponencial
6 Teorema do Limite Central
7 Tabela Normal
8 Exemplos
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 19 / 53
![Page 28: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/28.jpg)
Distribuição Uniforme
Distribuição Uniforme
Definição
Vamos supor que X é uma variável aleatória com distribuição uniformeno intervalo [a,b] (X ∼ U[a, b]), então
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 20 / 53
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Distribuição Uniforme
Distribuição Uniforme
Definição
Vamos supor que X é uma variável aleatória com distribuição uniformeno intervalo [a,b] (X ∼ U[a, b]), então
f (x) =1
(b − a), a ≤ x ≤ b,
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 20 / 53
![Page 30: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/30.jpg)
Distribuição Uniforme
Distribuição Uniforme
Definição
Vamos supor que X é uma variável aleatória com distribuição uniformeno intervalo [a,b] (X ∼ U[a, b]), então
f (x) =1
(b − a), a ≤ x ≤ b,
e f (x) = 0 em caso contrário.
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 20 / 53
![Page 31: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/31.jpg)
Distribuição Uniforme
Distribuição Uniforme
Definição
Vamos supor que X é uma variável aleatória com distribuição uniformeno intervalo [a,b] (X ∼ U[a, b]), então
f (x) =1
(b − a), a ≤ x ≤ b,
e f (x) = 0 em caso contrário.
Esperança e Variância
Temos que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 20 / 53
![Page 32: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/32.jpg)
Distribuição Uniforme
Distribuição Uniforme
Definição
Vamos supor que X é uma variável aleatória com distribuição uniformeno intervalo [a,b] (X ∼ U[a, b]), então
f (x) =1
(b − a), a ≤ x ≤ b,
e f (x) = 0 em caso contrário.
Esperança e Variância
Temos que
E(X ) = a+b2
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 20 / 53
![Page 33: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/33.jpg)
Distribuição Uniforme
Distribuição Uniforme
Definição
Vamos supor que X é uma variável aleatória com distribuição uniformeno intervalo [a,b] (X ∼ U[a, b]), então
f (x) =1
(b − a), a ≤ x ≤ b,
e f (x) = 0 em caso contrário.
Esperança e Variância
Temos que
E(X ) = a+b2
Var(X ) = (b−a)2
12
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 20 / 53
![Page 34: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/34.jpg)
Distribuição Uniforme
Distribuição Uniforme U [1, 5]
0 1 2 3 4 5 6
0.0
0.1
0.2
0.3
0.4
0.5
x
f(x)
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 21 / 53
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Distribuição Uniforme
Histogramas Distribuição Uniforme
Descrição
Vamos supor que Xi ∼ U[1, 5] independentes (i = 1, . . . , n). A seguirserão construídos histogramas para a distribuição deX = X1 + . . .+ Xn variando-se o tamanho amostral n.
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 22 / 53
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Distribuição Uniforme
Histogramas Soma de Uniformes
n=10
Soma
Dens
idade
20 25 30 35 40
0.00
0.02
0.04
0.06
0.08
0.10
0.12
n=30
Soma
Dens
idade
70 80 90 100 110
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
n=50
Soma
Dens
idade
120 130 140 150 160 170 180
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
n=100
Soma
Dens
idade
270 280 290 300 310 320 330
0.00
00.
010
0.02
00.
030
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 23 / 53
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Distribuição Uniforme
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 24 / 53
![Page 38: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/38.jpg)
Distribuição Uniforme
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn,
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 24 / 53
![Page 39: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/39.jpg)
Distribuição Uniforme
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn,
se aproxima da distribuição de Y ∼ N(µX , σ2X ) em que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 24 / 53
![Page 40: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/40.jpg)
Distribuição Uniforme
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn,
se aproxima da distribuição de Y ∼ N(µX , σ2X ) em que
µx = n(1+5)2 = 3n
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 24 / 53
![Page 41: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/41.jpg)
Distribuição Uniforme
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn,
se aproxima da distribuição de Y ∼ N(µX , σ2X ) em que
µx = n(1+5)2 = 3n
σ2X = n(5−1)2
12 = 4n3
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 24 / 53
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Distribuição Exponencial
Sumário
1 Objetivos da Aula
2 Distribuição Binomial
3 Distribuição de Poisson
4 Distribuição Uniforme
5 Distribuição Exponencial
6 Teorema do Limite Central
7 Tabela Normal
8 Exemplos
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 25 / 53
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Distribuição Exponencial
Distribuição Exponencial
Definição
Se X é uma variável aleatória com distribuição exponencial deparâmetro λ > 0 , a função densidade de probabilidade de X édefinida por
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 26 / 53
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Distribuição Exponencial
Distribuição Exponencial
Definição
Se X é uma variável aleatória com distribuição exponencial deparâmetro λ > 0 , a função densidade de probabilidade de X édefinida por
f (x) = λe−λx ,
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 26 / 53
![Page 45: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/45.jpg)
Distribuição Exponencial
Distribuição Exponencial
Definição
Se X é uma variável aleatória com distribuição exponencial deparâmetro λ > 0 , a função densidade de probabilidade de X édefinida por
f (x) = λe−λx ,
em que x > 0. Notação X ∼ Exp(λ).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 26 / 53
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Distribuição Exponencial
Distribuição Exponencial
Definição
Se X é uma variável aleatória com distribuição exponencial deparâmetro λ > 0 , a função densidade de probabilidade de X édefinida por
f (x) = λe−λx ,
em que x > 0. Notação X ∼ Exp(λ).
Esperança e Variância
Temos que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 26 / 53
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Distribuição Exponencial
Distribuição Exponencial
Definição
Se X é uma variável aleatória com distribuição exponencial deparâmetro λ > 0 , a função densidade de probabilidade de X édefinida por
f (x) = λe−λx ,
em que x > 0. Notação X ∼ Exp(λ).
Esperança e Variância
Temos que
E(X ) = 1λ
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 26 / 53
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Distribuição Exponencial
Distribuição Exponencial
Definição
Se X é uma variável aleatória com distribuição exponencial deparâmetro λ > 0 , a função densidade de probabilidade de X édefinida por
f (x) = λe−λx ,
em que x > 0. Notação X ∼ Exp(λ).
Esperança e Variância
Temos que
E(X ) = 1λ
Var(X ) = 1λ2
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 26 / 53
![Page 49: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/49.jpg)
Distribuição Exponencial
Histogramas Distribuição Exponencial
Definição
Vamos supor que Xi ∼ Exp(λ) independentes (i = 1, . . . , n). A seguirserão construídos histogramas para a distribuição deX = X1 + . . .+ Xn variando-se λ e o tamanho amostral n.
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 27 / 53
![Page 50: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/50.jpg)
Distribuição Exponencial
Distribuição Exponencail λ = 1
0 1 2 3 4 5 6
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
x
f(x)
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 28 / 53
![Page 51: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/51.jpg)
Distribuição Exponencial
Histogramas Soma de Exponenciais com λ = 1
n=10
Soma
Dens
idade
5 10 15 20 25
0.00
0.02
0.04
0.06
0.08
0.10
0.12
n=30
Soma
Dens
idade
20 30 40 50
0.00
0.02
0.04
0.06
n=50
Soma
Dens
idade
30 40 50 60 70 80
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
n=100
Soma
Dens
idade
80 100 120 140
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 29 / 53
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Distribuição Exponencial
Distribuição Exponencial λ = 3
0.0 0.5 1.0 1.5 2.0
0.0
0.5
1.0
1.5
2.0
2.5
3.0
x
f(x)
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 30 / 53
![Page 53: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/53.jpg)
Distribuição Exponencial
Histogramas Soma de Exponenciais com λ = 3
n=10
Soma
Dens
idade
0 2 4 6 8
0.00
0.10
0.20
0.30
n=30
Soma
Dens
idade
6 8 10 12 14 16
0.00
0.05
0.10
0.15
0.20
n=50
Soma
Dens
idade
10 15 20 25
0.00
0.05
0.10
0.15
n=100
Soma
Dens
idade
25 30 35 40 45
0.00
0.04
0.08
0.12
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 31 / 53
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Distribuição Exponencial
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 32 / 53
![Page 55: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/55.jpg)
Distribuição Exponencial
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn,
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 32 / 53
![Page 56: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/56.jpg)
Distribuição Exponencial
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn,
se aproxima da distribuição de Y ∼ N(µX , σ2X ) em que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 32 / 53
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Distribuição Exponencial
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn,
se aproxima da distribuição de Y ∼ N(µX , σ2X ) em que
µx = n 1λ= n
λ
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 32 / 53
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Distribuição Exponencial
Conclusões
Conclusões
Nota-se pelos gráficos que à medida que n cresce a distribuição de
X = X1 + · · ·+ Xn,
se aproxima da distribuição de Y ∼ N(µX , σ2X ) em que
µx = n 1λ= n
λ
σ2X = n 1
λ2 = nλ2
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 32 / 53
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Teorema do Limite Central
Sumário
1 Objetivos da Aula
2 Distribuição Binomial
3 Distribuição de Poisson
4 Distribuição Uniforme
5 Distribuição Exponencial
6 Teorema do Limite Central
7 Tabela Normal
8 Exemplos
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 33 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Enunciado para a Soma Amostral
Para variáveis aleatórias X1, . . . ,Xn independentes e com mesmadistribuição de média µ e variância σ2 finitas, a distribuição da soma
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 34 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Enunciado para a Soma Amostral
Para variáveis aleatórias X1, . . . ,Xn independentes e com mesmadistribuição de média µ e variância σ2 finitas, a distribuição da soma
X = X1 + · · ·+ Xn
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 34 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Enunciado para a Soma Amostral
Para variáveis aleatórias X1, . . . ,Xn independentes e com mesmadistribuição de média µ e variância σ2 finitas, a distribuição da soma
X = X1 + · · ·+ Xn
se aproxima à medida que n cresce da distribuição de Y ∼ N(µX , σ2X ),
em que µx = nµ e σ2X = nσ2.
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 34 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Aproximação para n Grande
P(a ≤ X ≤ b) ∼= P(a ≤ Y ≤ b)
= P(
a − nµσ√
n≤ Z ≤
b − nµσ√
n
)
,
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 35 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Aproximação para n Grande
P(a ≤ X ≤ b) ∼= P(a ≤ Y ≤ b)
= P(
a − nµσ√
n≤ Z ≤
b − nµσ√
n
)
,
em que Z ∼ N(0, 1).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 35 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Aproximação para n Grande
P(a ≤ X ≤ b) ∼= P(a ≤ Y ≤ b)
= P(
a − nµσ√
n≤ Z ≤
b − nµσ√
n
)
,
em que Z ∼ N(0, 1).
Observação: correção de continuidade pode ser aplicada apenas paravariáveis aleatórias discretas, tais como binomial e Poisson.
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Média Amostral
Para a média amostral
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Média Amostral
Para a média amostral X̄ = X1+···+Xnn temos que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 36 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Média Amostral
Para a média amostral X̄ = X1+···+Xnn temos que
E(X̄ ) =E(X1) + · · ·+ E(Xn)
n
=nµn
= µ e
Var(X̄ ) =Var(X1) + · · ·+ Var(Xn)
n2
=nσ2
n2 =σ2
n.
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 36 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Enunciado para a Média Amostral
Para variáveis aleatórias X1, . . . ,Xn independentes e com mesmadistribuição de média µ e variância σ2 finitas, a distribuição da médiaamostral
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 37 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Enunciado para a Média Amostral
Para variáveis aleatórias X1, . . . ,Xn independentes e com mesmadistribuição de média µ e variância σ2 finitas, a distribuição da médiaamostral
X̄ =X1 + · · ·+ Xn
n
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 37 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Enunciado para a Média Amostral
Para variáveis aleatórias X1, . . . ,Xn independentes e com mesmadistribuição de média µ e variância σ2 finitas, a distribuição da médiaamostral
X̄ =X1 + · · ·+ Xn
n
se aproxima à medida que n cresce da distribuição de Y ∼ N(µX̄ , σ2X̄),
em que µX̄ = µ e σ2X̄= σ
2
n .
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 37 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Aproximação para n Grande
P(a ≤ X̄ ≤ b) ∼= P(a ≤ Y ≤ b)
= P(
a − µ
σ/√
n≤ Z ≤
b − µ
σ/√
n
)
,
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 38 / 53
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Teorema do Limite Central
Teorema do Limite Central
Aproximação para n Grande
P(a ≤ X̄ ≤ b) ∼= P(a ≤ Y ≤ b)
= P(
a − µ
σ/√
n≤ Z ≤
b − µ
σ/√
n
)
,
em que Z ∼ N(0, 1).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 38 / 53
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Tabela Normal
Sumário
1 Objetivos da Aula
2 Distribuição Binomial
3 Distribuição de Poisson
4 Distribuição Uniforme
5 Distribuição Exponencial
6 Teorema do Limite Central
7 Tabela Normal
8 Exemplos
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Tabela Normal
Cálculo de Probabilidades
Descrição de A(z) = P(Z ≤ z), z ≥ 0
0.0
0.1
0.2
0.3
0.4
z
f(z)
0 z
A(z)
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 40 / 53
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Tabela Normal
Distribuição Normal Padrão: Valores de A(z) = P(Z ≤ z)Segunda Decimal de z
z 0 1 2 3 4 5 6 7 8 90.0 0.5000 0.5040 0.5080 0.5120 0.5160 0.5199 0.5239 0.5279 0.5319 0.53590.1 0.5398 0.5438 0.5478 0.5517 0.5557 0.5596 0.5636 0.5675 0.5714 0.57530.2 0.5793 0.5832 0.5871 0.5910 0.5948 0.5987 0.6026 0.6064 0.6103 0.61410.3 0.6179 0.6217 0.6255 0.6293 0.6331 0.6368 0.6406 0.6443 0.6480 0.65170.4 0.6554 0.6591 0.6628 0.6664 0.6700 0.6736 0.6772 0.6808 0.6844 0.68790.5 0.6915 0.6950 0.6985 0.7019 0.7054 0.7088 0.7123 0.7157 0.7190 0.72240.6 0.7257 0.7291 0.7324 0.7357 0.7389 0.7422 0.7454 0.7486 0.7517 0.75490.7 0.7580 0.7611 0.7642 0.7673 0.7704 0.7734 0.7764 0.7794 0.7823 0.78520.8 0.7881 0.7910 0.7939 0.7967 0.7995 0.8023 0.8051 0.8078 0.8106 0.81330.9 0.8159 0.8186 0.8212 0.8238 0.8264 0.8289 0.8315 0.8340 0.8365 0.83891.0 0.8413 0.8438 0.8461 0.8485 0.8508 0.8531 0.8554 0.8577 0.8599 0.86211.1 0.8643 0.8665 0.8686 0.8708 0.8729 0.8749 0.8770 0.8790 0.8810 0.88301.2 0.8849 0.8869 0.8888 0.8907 0.8925 0.8944 0.8962 0.8980 0.8997 0.90151.3 0.9032 0.9049 0.9066 0.9082 0.9099 0.9115 0.9131 0.9147 0.9162 0.91771.4 0.9192 0.9207 0.9222 0.9236 0.9251 0.9265 0.9279 0.9292 0.9306 0.93191.5 0.9332 0.9345 0.9357 0.9370 0.9382 0.9394 0.9406 0.9418 0.9429 0.94411.6 0.9452 0.9463 0.9474 0.9484 0.9495 0.9505 0.9515 0.9525 0.9535 0.95451.7 0.9554 0.9564 0.9573 0.9582 0.9591 0.9599 0.9608 0.9616 0.9625 0.96331.8 0.9641 0.9649 0.9656 0.9664 0.9671 0.9678 0.9686 0.9693 0.9699 0.97061.9 0.9713 0.9719 0.9726 0.9732 0.9738 0.9744 0.9750 0.9756 0.9761 0.97672.0 0.9772 0.9778 0.9783 0.9788 0.9793 0.9798 0.9803 0.9808 0.9812 0.9817
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 41 / 53
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Tabela Normal
Distribuição Normal Padrão: Valores de A(z) = P(Z ≤ z)Segunda Decimal de z
z 0 1 2 3 4 5 6 7 8 92.1 0.9821 0.9826 0.9830 0.9834 0.9838 0.9842 0.9846 0.9850 0.9854 0.98572.2 0.9861 0.9864 0.9868 0.9871 0.9875 0.9878 0.9881 0.9884 0.9887 0.98902.3 0.9893 0.9896 0.9898 0.9901 0.9904 0.9906 0.9909 0.9911 0.9913 0.99162.4 0.9918 0.9920 0.9922 0.9925 0.9927 0.9929 0.9931 0.9932 0.9934 0.99362.5 0.9938 0.9940 0.9941 0.9943 0.9945 0.9946 0.9948 0.9949 0.9951 0.99522.6 0.9953 0.9955 0.9956 0.9957 0.9959 0.9960 0.9961 0.9962 0.9963 0.99642.7 0.9965 0.9966 0.9967 0.9968 0.9969 0.9970 0.9971 0.9972 0.9973 0.99742.8 0.9974 0.9975 0.9976 0.9977 0.9977 0.9978 0.9979 0.9979 0.9980 0.99812.9 0.9981 0.9982 0.9982 0.9983 0.9984 0.9984 0.9985 0.9985 0.9986 0.99863.0 0.9987 0.9987 0.9987 0.9988 0.9988 0.9989 0.9989 0.9989 0.9990 0.99903.1 0.9990 0.9991 0.9991 0.9991 0.9992 0.9992 0.9992 0.9992 0.9993 0.99933.2 0.9993 0.9993 0.9994 0.9994 0.9994 0.9994 0.9994 0.9995 0.9995 0.99953.3 0.9995 0.9995 0.9995 0.9996 0.9996 0.9996 0.9996 0.9996 0.9996 0.99973.4 0.9997 0.9997 0.9997 0.9997 0.9997 0.9997 0.9997 0.9997 0.9997 0.99983.5 0.9998 0.9998 0.9998 0.9998 0.9998 0.9998 0.9998 0.9998 0.9998 0.99983.6 0.9998 0.9998 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.99993.7 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.99993.8 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.9999 0.99993.9 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000
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Exemplos
Sumário
1 Objetivos da Aula
2 Distribuição Binomial
3 Distribuição de Poisson
4 Distribuição Uniforme
5 Distribuição Exponencial
6 Teorema do Limite Central
7 Tabela Normal
8 Exemplos
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Exemplos
Exemplo 1
Exemplo 1
Uma loja recebe em média 16 clientes por dia com desvio padrão de 4clientes. Calcule aproximadamente a probabilidade de num períodode 30 dias a loja receber mais do que 500 clientes. Calcule também aprobabilidade aproximada de nesse mesmo período a média declientes ultrapassar a 18 clientes.
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Exemplos
Exemplo 1
Dados do Problema
Seja U:número de clientes que a loja recebe num dia. Temos que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 45 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Dados do Problema
Seja U:número de clientes que a loja recebe num dia. Temos que
E(U) = µ = 16
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 45 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Dados do Problema
Seja U:número de clientes que a loja recebe num dia. Temos que
E(U) = µ = 16
Var(U) = σ2 = 42 = 16
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 45 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Dados do Problema
Seja U:número de clientes que a loja recebe num dia. Temos que
E(U) = µ = 16
Var(U) = σ2 = 42 = 16
Soma Amostral
Seja X :número de clientes que a loja recebe em 30 dias. Temos que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 45 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Dados do Problema
Seja U:número de clientes que a loja recebe num dia. Temos que
E(U) = µ = 16
Var(U) = σ2 = 42 = 16
Soma Amostral
Seja X :número de clientes que a loja recebe em 30 dias. Temos que
µX = n × µ = 30 × 16 = 480
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 45 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Dados do Problema
Seja U:número de clientes que a loja recebe num dia. Temos que
E(U) = µ = 16
Var(U) = σ2 = 42 = 16
Soma Amostral
Seja X :número de clientes que a loja recebe em 30 dias. Temos que
µX = n × µ = 30 × 16 = 480
σ2X = n × σ2 = 30 × 16 = 480
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 45 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Dados do Problema
Seja U:número de clientes que a loja recebe num dia. Temos que
E(U) = µ = 16
Var(U) = σ2 = 42 = 16
Soma Amostral
Seja X :número de clientes que a loja recebe em 30 dias. Temos que
µX = n × µ = 30 × 16 = 480
σ2X = n × σ2 = 30 × 16 = 480
σX =√
480 ∼= 21, 91
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 45 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Média Amostral
Seja X̄ :número médio de clientes que a loja recebe em 30 dias.Temos que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 46 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Média Amostral
Seja X̄ :número médio de clientes que a loja recebe em 30 dias.Temos que
µX̄ = µ = 16
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 46 / 53
![Page 89: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/89.jpg)
Exemplos
Exemplo 1
Média Amostral
Seja X̄ :número médio de clientes que a loja recebe em 30 dias.Temos que
µX̄ = µ = 16
σ2X̄= σ2
n = 1630
∼= 0, 533
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 46 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Média Amostral
Seja X̄ :número médio de clientes que a loja recebe em 30 dias.Temos que
µX̄ = µ = 16
σ2X̄= σ2
n = 1630
∼= 0, 533
σX̄ =√
0, 533 ∼= 0, 73
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 46 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Cálculo da ProbabilidadeA probabilidade da loja receber mais do que 500 clientes em 30 diasfica dada por
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 47 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Cálculo da ProbabilidadeA probabilidade da loja receber mais do que 500 clientes em 30 diasfica dada por
P(X ≥ 501) ∼= P(
Z ≥501 − µX
σX
)
= P(
Z ≥501 − 480
21, 91
)
= P(Z ≥ 0, 96)
= 1 − P(Z ≤ 0, 96)
= 1 − A(0, 96)
= 1 − 0, 8315
= 0, 1685(16, 85%).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 47 / 53
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Exemplos
Exemplo 1
Cálculo da Probabilidade
A probabilidade da média de clientes ultrapassar 18 clientes em 30dias fica dada por
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 48 / 53
![Page 94: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/94.jpg)
Exemplos
Exemplo 1
Cálculo da Probabilidade
A probabilidade da média de clientes ultrapassar 18 clientes em 30dias fica dada por
P(X̄ > 18) ∼= P(
Z >18 − µX̄
σX̄
)
= P(
Z >18 − 16
0, 73
)
= P(Z > 2, 74)
= 1 − P(Z ≤ 2, 74)
= 1 − A(2, 74)
= 1 − 0.9969
= 0, 0031(0, 31%).
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 48 / 53
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Exemplos
Exemplo 2
Exemplo 2
Sabe-se que numa corrida de revesamento de 42 km com 8 atletas(cada um correndo 5,25 km) o tempo que cada atleta demora paracompletar o percurso tem distribuição aproximadamente normal demédia 30 minutos e desvio padrão de 8 minutos. Se 8 atletas sãoescolhidos ao acaso para um prova, qual a probabilidade da equipecompletar o percurso em menos de 3 horas? E em mais de 4 horas?Qual é tempo que apenas 5% das equipes farão abaixo dele?
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 49 / 53
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Exemplos
Exemplo 2
Dados do Problema
Seja T :tempo que um atleta demora para completar o percurso.Temos que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 50 / 53
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Exemplos
Exemplo 2
Dados do Problema
Seja T :tempo que um atleta demora para completar o percurso.Temos que
E(T ) = µ = 30
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 50 / 53
![Page 98: Teorema do Limite Central - IME-USPgiapaula/Aula 9-Teorema do Limite Central... · Teorema do Limite Central Bacharelado em Economia - FEA - Noturno 1o Semestre 2016 Profs. Fábio](https://reader031.fdocuments.net/reader031/viewer/2022021617/5b41cfeb7f8b9a580f8b6402/html5/thumbnails/98.jpg)
Exemplos
Exemplo 2
Dados do Problema
Seja T :tempo que um atleta demora para completar o percurso.Temos que
E(T ) = µ = 30
Var(T ) = σ2 = 82 = 64
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 50 / 53
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Exemplos
Exemplo 2
Dados do Problema
Seja T :tempo que um atleta demora para completar o percurso.Temos que
E(T ) = µ = 30
Var(T ) = σ2 = 82 = 64
Soma Amostral
Seja X :tempo que a equipe (de 8 atletas) demora para completar opercurso. Temos que
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 50 / 53
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Exemplos
Exemplo 2
Dados do Problema
Seja T :tempo que um atleta demora para completar o percurso.Temos que
E(T ) = µ = 30
Var(T ) = σ2 = 82 = 64
Soma Amostral
Seja X :tempo que a equipe (de 8 atletas) demora para completar opercurso. Temos que
µX = n × µ = 8 × 30 = 240
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 50 / 53
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Exemplos
Exemplo 2
Dados do Problema
Seja T :tempo que um atleta demora para completar o percurso.Temos que
E(T ) = µ = 30
Var(T ) = σ2 = 82 = 64
Soma Amostral
Seja X :tempo que a equipe (de 8 atletas) demora para completar opercurso. Temos que
µX = n × µ = 8 × 30 = 240
σ2X = n × σ2 = 8 × 64 = 512
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 50 / 53
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Exemplos
Exemplo 2
Dados do Problema
Seja T :tempo que um atleta demora para completar o percurso.Temos que
E(T ) = µ = 30
Var(T ) = σ2 = 82 = 64
Soma Amostral
Seja X :tempo que a equipe (de 8 atletas) demora para completar opercurso. Temos que
µX = n × µ = 8 × 30 = 240
σ2X = n × σ2 = 8 × 64 = 512
σX =√
512 ∼= 22, 63
MAE0219 (Economia-FEA-Noturno) Teorema do Limite Central 1o Semestre 2016 50 / 53
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Exemplos
Exemplo 2
Cálculo da ProbabilidadeA probabilidade da equipe completar o percurso em menos de 3 horas(180 minutos) fica dada por
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Exemplos
Exemplo 2
Cálculo da ProbabilidadeA probabilidade da equipe completar o percurso em menos de 3 horas(180 minutos) fica dada por
P(X < 180) = P(
Z <180 − µX
σX
)
= P(
Z <180 − 240
22, 63
)
= P(Z < −2, 65)
= P(Z > 2, 65)
= 1 − P(z ≤ 2, 65)
= 1 − 0, 996
= 0, 004(0, 4%).
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Exemplos
Exemplo 2
Cálculo da ProbabilidadeA probabilidade da equipe completar o percurso em mais de 4 horas(240 minutos) fica dada por
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Exemplos
Exemplo 2
Cálculo da ProbabilidadeA probabilidade da equipe completar o percurso em mais de 4 horas(240 minutos) fica dada por
P(X > 240) = P(
Z >240 − µX
σX
)
= P(
Z >240 − 240
22, 63
)
= P(Z > 0)
= 0, 5(50%).
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Exemplos
Exemplo 2
Cálculo do Tempo
Seja t0 o tempo superado por 95% das equipes (apenas 5% dasequipes fazem abaixo desse tempo). Temos que
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Exemplos
Exemplo 2
Cálculo do Tempo
Seja t0 o tempo superado por 95% das equipes (apenas 5% dasequipes fazem abaixo desse tempo). Temos que
P(X < t0) = P(
Z <t0 − µX
σX
)
= P(
Z <t0 − 24022, 63
)
= P(Z < a) = 0, 05,
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Exemplos
Exemplo 2
Cálculo do Tempo
Seja t0 o tempo superado por 95% das equipes (apenas 5% dasequipes fazem abaixo desse tempo). Temos que
P(X < t0) = P(
Z <t0 − µX
σX
)
= P(
Z <t0 − 24022, 63
)
= P(Z < a) = 0, 05,
em que a = (t0 − 240)/22, 63. Pela tabela normal a = −1, 64. Assim,obtemos t0 = 240 − 1, 64 × 22, 63 ∼= 203 minutos.
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