Schriftelijk tentamen - UITWERKINGEN
|
|
- Nienke Kuiper
- 8 jaren geleden
- Aantal bezoeken:
Transcriptie
1 Business Administration / Bedrijfskunde Schriftelijk tentamen - UITWERKINGEN Algemeen Vak : Statistische Methoden Groep : niet van toepassing en Technieken Vakcode : BKB0019t Soort tentamen : gesloten boek Datum : 18 maart 2008 Tijd : uur Docent(en) : dr J. van Dalen Aantal pagina s : 9 (incl. voorblad) Opmerkingen De uitwerkingen in dit formulier betreffen antwoordschetsen. Alternatieve formuleringen zijn niet bij voorbaat uitgesloten. De puntenverdeling die binnen de onderdelen wordt genoemd, is indicatief. Bij de precieze allocatie van punten wordt mee rekening gehouden met de kwaliteit van het gehele antwoord. Schoonheidsfoutjes in de uitwerkingen zijn niet uitgesloten. graag doorgeven. Nadruk en verdere verspreiding verboden 1 Eventuele missers
2 Vraag 1: Ontwikkeling vrachtprijzen tankers (a) Gevraagd: onderzoek positieve samenhang (H 1 ) tussen jaarlijkse vrachtprijzen van Aframax (A) en Suezmax (S) tankers; α is 1%. 1. H 0 : ρ S,A 0; H 1 : ρ S,A > 0 / 1 r 2. T = r 2 n 2 3. T t(n 2) = t(27 2) = t(25) 4. r >> 0.0, T obs >> 0 5. α= t 25,0.01 = / 7. T obs = = > = +t 25,0.01 verwerp H 0 op α = 1%: de correlatiecoëfficiënt tussen de jaarlijkse vrachtprijzen van Suezemax en Aframax tankers is significant positief op een significantieniveau van 1%. (b) Gevraagd: (i) veronderstelling over populatie vrachtprijzen en (ii) alternatieve toetsgrootheid bij ernstig schenden veronderstelling. Uitvoeren van de toetsprocedure op basis van de Pearson correlatiecoëfficiënt vooronderstelt dat de steekproef is getrokken uit een gezamenlijk normaal verdeelde populatie van vrachtprijzen. (3 pnt) Als de veronderstelling van gezamenlijke normaliteit ernstig wordt geschonden kan men gebruik maken van de niet-parametrische toets op basis van de Spearman rangcorrelatie.(3 pnt) Opmerking: De Mann-Whitney toets is hier niet van toepassing, omdat (1) niet wordt gevraagd naar verschillen tussen gemiddelden (medianen) en (2) de steekproeven niet onafhankelijk zijn. Indien men al een verdelingsvrij alternatief voor een t-toets op gelijkheid van gemiddelden zoekt, dan zou de Wilcoxon signed ranks-test voor gepaarde steekproeven meer geëigend zijn. 2
3 (c) Gevraagd: (i) uitleg waarom een independent samples t-test hier niet geschikt is, en (ii) de waarde berekenen van de toetsgrootheid die wel geëigend is. (i) De independent samples t-test is niet geëigend is, omdat de deelpopulaties van vrachtprijzen van Suezmax en Aframax tankers niet onafhankelijk, maar afhankelijk zijn verdeeld. Per jaar zijn telkens twee observaties beschikbaar, van Suezmax en Aframax tankers. Onafhankelijkheid wordt bij de independent samples t-toets voorondersteld. (2 pnt) (ii) Vanwege de afhankelijkheid van de deelpopulaties moet de dependent samples t-test worden gebruikt. Bij het toetsen van gelijkheid van populatiegemiddelden is deze gedefinieerd als: T = (X S X A )/(S D / n), waarbij S D = S 2 D met S2 D = S2 S + S2 A 2r S,AS S S A. Het verschil tussen de steekproefgemiddelden bedraagt: X S X A = = De variantie van het verschil tussen vrachtprijzen bedraagt: S 2 D = = = De waarde van de toetsgrootheid volgt als: T = (X S X A )/(S D / n) = /( / 27) = / = (4 pnt) (d) Gevraagd: onderzoeken veronderstelling dat gemiddelde vrachtprijs Suezmax (S) tankers meer dan 1500 $/dag hoger ligt dan die van Aframax (A) tankers; α is 5%. 1. H 0 : µ S µ A 1500 (of µ D 1500); H 1 : µ S µ A > 1500 (of µ D > 1500) 2. T D = (X S X A µ D )/(S D / n) = (D 1500)/(S D / n) 3. T t(n 1) = t(27 1) = t(26) 4. X S X A >> 1500, T obs >> 0 5. α = t 26,0.05 = T obs = ( )/( / 27) = / = > verwerp H 0 op α = 5%: er is voldoende empirische ondersteuning voor de bewering dat het verschil tussen gemiddelde vrachtprijzen groter is dan 1500 $/dag bij een significantieniveau van 5%. Opmerking: indien men er voor had gekozen om de geschatte standaardfout over te nemen uit de opgave als 800 $/dag, dan is T obs = /800 = en volgt hetzelfde toetsresultaat (ten laste van 1 punt). 3
4 Vraag 2: Onderzoek CAO gemeenten (a) Gevraagd: berekenen ontbrekende waargenomen frequenties kruistabel zorg * leeftijd Crosstabulation leeftijd zorg jonger <=35 ouder >= 50 Total nee Observed Expected ja Observed Expected Total Observed Expected Een toelichting op berekening is gewenst: jong, bezorgd : = 261 (= ) jong, niet bezorgd : = 215 (= ) oud, bezorgd : = 953 (= ) oud, niet bezorgd : = 1037 (= ) (b) Gevraagd: toets onafhankelijkheid bezorgdheid toename werkdruk en leeftijdsklasse; α is 1%. 1. H 0 : Zorg en Leeftijd zijn onafhankelijk verdeeld; H 1 : Zorg en Leeftijd zijn niet onafhankelijk verdeeld 2. Y = r c i=1 j=1 ( O ij E ij 0.5) 2 E ij 3. Y χ 2 (r 1)(c 1) = χ 2 (1 1) = χ 2 (1) 4. Y >> 0 5. α = χ 2 1,0.01 = Y obs = > verwerp H 0 op α=1%: de samenhang tussen zorg over werkdruk en leeftijdsklasse is significant bij een significantieniveau van 1% (p = 0.008). Let op: gebruik Yates continuïteits gecorrigeerde toetsgrootheid, keuze vrijheidsgraden, eenzijdige toetsing, en adequate conclusie naar aanleiding van resultaat in stap 7. Aftrek toepassing Pearson χ 2 -grootheid 2 punten. 4
5 (c) Gevraagd: (i) berekenen maatstaf φ; (ii) interpretatie φ in dit geval; en (iii) tekortschieten maatstaf φ voor willekeurige kruistabel. (i) De maatstaf φ wordt berekend als: φ = 7.407/2466 = (als men de Pearson grootheid gebruikt) of φ = 7.132/2466 = (als men de Yates grootheid gebruikt). (2 pnt) (ii) In het geval van een 2 2 tabel is φ gelijk aan de Pearson correlatiecoëfficiënt r toegepast op de twee betrokken (dummy)variabelen. Aangezien deze in absolute waarde altijd tussen 0 (geen samenhang) en 1 (perfecte samenhang) ligt, is de uitkomst van φ automatisch goed te interpreteren. Hier is de gevonden mate van samenhang φ = = r dus gering mede als gevolg van het grote aantal observaties. (2 pnt) (iii) Bij grotere tabellen is φ niet meer gelijk aan r, en ligt zelfs niet meer noodzakelijk tussen 0 en 1. De interpretatie als correlatiecoëfficiënt gaat dan niet langer op. (2 pnt) (d) Gevraagd: minimaal gewenste steekproefomvang opdat te onderzoeken samenhang nog juist significant is op α gelijk aan 5%. In het algemeen geldt dat als de steekproefomvang k zo groot wordt dat dan ook de Pearson χ 2 -toetsgrootheid k zo groot wordt (allerlei steekproefvariatie buiten beschouwing latend). Een samenhang die juist significant is op α gelijk aan 5% heeft een uitkomst van de toetsgrootheid gelijk aan de kritieke waarde χ 2 1,0.05 = Uitgaande van de huidige toetsresultaten betekent dit dat k Y obs = χ 2 1,0.05, zodat de vermenigvuldigingsfactor gelijk wordt aan k = χ 2 1,0.05 /Y obs. Dit komt uit op k = 3.841/7.407 = (in het geval van Pearson) of k = 3.841/7.132 = (in het geval van Yates). De minimaal gewenste steekproef is dus n = k 2466, hetgeen gelijk is aan in het geval van Pearson, of in het geval van Yates. De 2466 is de gebruikte steekproefomvang in deze situatie. 5
6 Vraag 3: Brandstofverbruik nieuwe automodellen (a) Gevraagd: beoordelen bewering dat toename gewicht (GW) met 100 kg leidt tot verhoging brandstofverbruik met meer dan 0.5l/100km; α is 1%. 1. H 0 : 100β GW 0.5 (of β GW 0.005) H 1 : 100β GW > 0.5 (of β GW > 0.005) 2. T = ( ˆβ GW β GW )/S ˆβ = GW ( ˆβ GW 0.005)/S ˆβ GW 3. T t(n K 1) = t(92 7 1) = t(84) 4. ˆβ GW >> 0.005, T obs >> 0 5. α = t 84,0.01 = T obs = ( )/0.001 = 3.0 > verwerp H 0 op 1%: er is voldoende empirische ondersteuning voor de bewering dat een stijging van het gewicht met 100 kg leidt tot een stijging van het brandstofverbruik met meer dan 0.5l/100km. (b) Gevraagd: (i) p-waarde resultaat rechtseenzijdige toets op positief effect productieregio (PL); en (ii) oordeel significantie toetsresultaat als wordt uitgegaan van een significantieniveau van 5%. De nul- en alternatieve hypothesen die worden getoetst, zijn te schrijven als H 0 : β PL 0, H 1 : β PL > 0 (niet gevraagd, wel nodig) (i) De p-waarde bij het toetsresultaat voor de genoemde hypothesen wordt gevonden als (4 pnt): P( ˆβ PL > ˆβ PL,obs H 0 ) = P(T > ˆβ PL,obs /S ˆβ PL ) = P(T >.311/.212 = 1.467) P(Z > 1.467) = De kans vindt men in de tabel voor de standaard normale verdeling tussen en (ii) Uitgaande van α gelijk aan 5%, is dit toetsresultaat niet significant (H 0 : geen positief effect, blijft gehandhaafd), aangezien p = > 0.05 = α. (2 pnt) 6
7 (c) Gevraagd: (i) beoordelen significantie effect wielbasis (WB) op basis p- waarde en α gelijk aan 1.5%; (ii) (statistische) verklaring voor negatieve effect (i) Het geschatte effect van de wielbasis (Wielbas) op het brandstofverbruik is significant negatief ( ˆβ WB = , p=0.002). De p-waarde van het geschatte effect is kleiner dan het significantieniveau van de toets: p = < = α. (2 pnt) (ii) Brandstofverbruik hangt samen met het benodigde vermogen dat op haar beurt samenhangt met de grootte van de auto. Nu bevat het geschatte regressiemodel verschillende variabelen die dit aspect van volume weergeven: gewicht, aantal cilinders, cilinderinhoud, aantal passagiers en wielbasis. Deze variabelen zijn onderling sterk gecorreleerd (tol GW = 0.115, tol WB = 0.172, et cetera). Hier zou dus een multicollineariteitsprobleem kunnen zijn in de zin dat het effect van de wielbasis voor een belangrijk deel al door de andere volume-variabelen wordt weergegeven los dus van het geconstateerde significante effect van de wielbasis. Een tweede aanwijzing voor deze diagnose is het feit dat de Pearson correlatiecoëfficiënt van wielbasis en brandstofverbruik, zeg de samenhang voor opschonen, sterk positief is (r =.724). (2 2 pnt) (d) Gevraagd: Onderzoek veronderstelling dat gezamenlijke bijdrage van cilinderinhoud (CilInh, CI) en productieregio (ProdLand, PL) nihil is; α is 5% Uitvoeren toets op meervoudige restricties (partial F-test): 1. H 0 : β CI = β PL = 0; H 1 : β CI en β PL niet beide gelijk aan 0 2. F = (SSE R SSE U )/r SSE U /(n K 1) 3. F F(r, n K 1) = F(2, 84) 4. F >> 1 5. α = F 2,84,0.05 = 3.10 (tussen 3.12 en 3.09) 7. ( )/2 F obs = = /0.718 = < 3.10 = /84 F 2,84,0.05 handhaaf H 0 op α gelijk aan 5%: de gezamenlijke bijdrage van cilinderinhoud en productieregio aan de verklaring van variatie van het brandstofverbruik is niet niet significant op 5%. Let op: formulering H 0 /H 1 ; keuze toetsgrootheid; vrijheidsgraden; interpretatie toetsresultaat; ten onrechte uitvoeren van niet-gevraagde toets op hele model is alsnog met 2 pnt gehonoreerd 7
8 Vraag 4: Schapruimte bakkerijproducten (a) Gevraagd: (i) grafische illustratie interactie-effect; en (ii) korte beschrijving van de aard en de mate van interactie. Beschrijving aard en mate interactie: de gemiddelde verkopen van reguliere displays op een bodem-positie, gelijk aan 62.9 per maand, hoger zijn dan verwacht op basis van de maandelijkse verkopen 55.7 van extra brede displays op een bodem-positie en het verdere verloop van de grafiek. Grafisch blijkt dit uit het feit dat de lijnen van de gemiddelde maandelijkse verkopen van reguliere en extra brede displays niet helemaal evenwijdig lopen. (2 3 pnt) (b) Gevraagd: onderzoek interactie-effect displayhoogte en displaybreedte op verkopen; α is 2.5%. 1. H 0 : γ 11 = γ 12 =... = γ 32 = 0; H 1 : niet alle interactie-effecten γ ij gelijk aan 0 2. F = MSB γ /MSW 3. F F((a 1)(b 1), n ab) = F((3 1)(2 1), ) = F(2, 12) 4. F >> 1 5. α = F 2,12,0.025 = F obs = ( /2)/(75.767/12) = /6.314 = > 5.10 verwerp H 0 : displayhoogte en displaybreedte hebben een significant interactie-effect op de maandelijkse verkopen bij een significantieniveau van 2.5%. 8
9 (c) Gevraagd: (i) 95%-betrouwbaarheidsinterval voor verschil verwachte maandelijkse verkopen van extra brede displays op midden-positie (E, M) en reguliere displays op bodem-positie (R, B); en (ii) beoordelen wijze van intervalschatten voor verschillen alle zes displaytypen (i) Een 95%-B.I. voor µ E,M µ R,B volgt als (4 pnt): 1 X E,M X R,B ± t n ab,α/2 MSW + 1 n E,M n R,B ± t 12, ± ± (11.529; ) (ii) Deze aanpak is wel geschikt voor het schatten van specifieke paarsgewijze verschillen, maar niet voor het gelijktijdig (simultaan) schatten van alle paarsgewijze verschillen tussen gemiddelden. Dit laatste vereist simultane betrouwbaarheidsintervalschattingen, zoals Tukey s HSD, die in het algemeen tot bredere (onnauwkeurigere) intervallen leiden. (2 pnt) (d) Gevraagd: (i) populatieregressiemodel verklaring maandelijkse verkopen op basis van de directe effecten van displayhoogte en displaybreedte; en (ii) parameterschattingen display-effecten. Vooraf te berekenen: dummyvariabelen voor de drie hoogtes, dbodem, dmidden, en dtop, en de twee breedtes, dregulier en dextra. Het gevraagde regressiemodel is dan te schrijven als (3 pnt): Demand = α + β 1 dmidden + β 2 dtop + β 3 dextra + ɛ, ɛ n(0, σ 2 ) waarbij dbodem en dregulier zijn weggelaten. Parameterschattingen display-effecten (3 pnt): ˆβ 1 = Demand M Demand B = = ˆβ 2 = Demand T Demand B = = ˆβ 3 = Demand E Demand R = = Opmerking: vanwege het gebalanceerde complete experimentele ontwerp zijn de factoren displayhoogte en displaybreedte onafhanklijk verdeeld. Dit heeft tot gevolg dat de geschatte display-effecten op dezelfde manier kunnen worden berekend als bij het schatten van afzonderlijke modellen voor displayhoogte en -breedte. 9
Schriftelijk tentamen - UITWERKINGEN
Business Administration / Bedrijfskunde Schriftelijk tentamen - UITWERKINGEN Algemeen Vak : Statistische Methoden Groep : niet van toepassing en Technieken Vakcode : BKB0019t Soort tentamen : gesloten
Nadere informatieSchriftelijk tentamen - UITWERKINGEN
Business Administration / Bedrijfskunde Schriftelijk tentamen - UITWERKINGEN Algemeen Vak : Statistische Methoden Groep : niet van toepassing en Technieken Vakcode : BKB009t Soort tentamen : gesloten boek
Nadere informatieHoofdstuk 6 Twee populaties: parametrische toetsen
Hoofdstuk 6 Twee populaties: parametrische toetsen 6.1 De t-toets voor het verschil tussen twee gemiddelden: In veel onderzoekssituaties zijn we vooral in de verschillen tussen twee populaties geïnteresseerd.
Nadere informatieHoofdstuk 8 Het toetsen van nonparametrische variabelen
Hoofdstuk 8 Het toetsen van nonparametrische variabelen 8.1 Non-parametrische toetsen: deze toetsen zijn toetsen waarbij de aannamen van normaliteit en intervalniveau niet nodig zijn. De aannamen zijn
Nadere informatieHoofdstuk 3 Statistiek: het toetsen
Hoofdstuk 3 Statistiek: het toetsen 3.1 Schatten: Er moet een verbinding worden gelegd tussen de steekproefgrootheden en populatieparameters, willen we op basis van de een iets kunnen zeggen over de ander.
Nadere informatieData analyse Inleiding statistiek
Data analyse Inleiding statistiek 1 Terugblik - Inductieve statistiek Afleiden van eigenschappen van een populatie op basis van een beperkt aantal metingen (steekproef) Kennis gemaakt met kans & kansverdelingen»
Nadere informatieFiguur 1: Voorbeelden van 95%-betrouwbaarheidsmarges van gemeten percentages.
MARGES EN SIGNIFICANTIE BIJ STEEKPROEFRESULTATEN. De marges van percentages Metingen via een steekproef leveren een schatting van de werkelijkheid. Het toevalskarakter van de steekproef heeft als consequentie,
Nadere informatieHoofdstuk 7: Statistische gevolgtrekkingen voor distributies
Hoofdstuk 7: Statistische gevolgtrekkingen voor distributies 7.1 Het gemiddelde van een populatie Standaarddeviatie van de populatie en de steekproef In het vorige deel is bij de significantietoets uitgegaan
Nadere informatieInhoud. Woord vooraf 13. Hoofdstuk 1. Inductieve statistiek in onderzoek 17. Hoofdstuk 2. Kansverdelingen en kansberekening 28
Inhoud Woord vooraf 13 Hoofdstuk 1. Inductieve statistiek in onderzoek 17 1.1 Wat is de bedoeling van statistiek? 18 1.2 De empirische cyclus 19 1.3 Het probleem van de inductieve statistiek 20 1.4 Statistische
Nadere informatieHoofdstuk 5 Een populatie: parametrische toetsen
Hoofdstuk 5 Een populatie: parametrische toetsen 5.1 Gemiddelde, variantie, standaardafwijking: De variantie is als het ware de gemiddelde gekwadrateerde afwijking van het gemiddelde. Hoe groter de variantie
Nadere informatieCursus TEO: Theorie en Empirisch Onderzoek. Practicum 2: Herhaling BIS 11 februari 2015
Cursus TEO: Theorie en Empirisch Onderzoek Practicum 2: Herhaling BIS 11 februari 2015 Centrale tendentie Centrale tendentie wordt meestal afgemeten aan twee maten: Mediaan: de middelste waarneming, 50%
Nadere informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica. Tentamen Statistiek 2 voor TeMa (2S195) op dinsdag , uur.
TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Statistiek voor TeMa (S95) op dinsdag 3-03-00, 9- uur. Bij het tentamen mag gebruik worden gemaakt van een zakrekenmachine en
Nadere informatieToegepaste Statistiek, Week 6 1
Toegepaste Statistiek, Week 6 1 Eén ordinale en één nominale variabele Nominale variabele met TWEE categorieën, 1 en 2 Ordinale variabele normaal verdeeld binnen iedere categorie? Variantie in beide categorieën
Nadere informatieStatistische methoden en technieken tentamen
Statistische methoden en technieken tentamen Course information C OURSE BKB0019T AC ADEMIC YEAR 2017-2018 EC 3 LANGUAGES Nederlands PROGRAMME bachelor 2 / Bedrijfskunde (Business Administration) pre-master
Nadere informatieVandaag. Onderzoeksmethoden: Statistiek 3. Recap 2. Recap 1. Recap Centrale limietstelling T-verdeling Toetsen van hypotheses
Vandaag Onderzoeksmethoden: Statistiek 3 Peter de Waal (gebaseerd op slides Peter de Waal, Marjan van den Akker) Departement Informatica Beta-faculteit, Universiteit Utrecht Recap Centrale limietstelling
Nadere informatieHOOFDSTUK VI NIET-PARAMETRISCHE (VERDELINGSVRIJE) STATISTIEK
HOOFDSTUK VI NIET-PARAMETRISCHE (VERDELINGSVRIJE) STATISTIEK 1 1. INLEIDING Parametrische statistiek: Normale Verdeling Niet-parametrische statistiek: Verdelingsvrij Keuze tussen de twee benaderingen I.
Nadere informatieHOOFDSTUK 6: INTRODUCTIE IN STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN
HOOFDSTUK 6: INTRODUCTIE IN STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN Inleiding Statistische gevolgtrekkingen (statistical inference) gaan over het trekken van conclusies over een populatie op basis van steekproefdata.
Nadere informatieHOOFDSTUK 7: STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN VOOR DISTRIBUTIES
HOOFDSTUK 7: STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN VOOR DISTRIBUTIES 7.1 Het gemiddelde van een populatie Standaarddeviatie van de populatie en de steekproef In het vorige deel is bij de significantietoets uitgegaan
Nadere informatieStatistiek 2 deel A 30 minuten over statistisch toetsen
Statistiek 2 deel A 30 minuten over statistisch toetsen R.J. Baars, MSc Kruytgebouw N710 r.j.baars@uu.nl februari 2014 Opbouw van statistiek Statistiek 1 (periode 2: vandaag) Dit college + zelfstudie +
Nadere informatieLes 2: Toetsen van één gemiddelde
Les 2: Toetsen van één gemiddelde Koen Van den Berge Statistiek 2 e Bachelor in de Biochemie & Biotechnologie 22 oktober 2018 Het statistisch testen van één gemiddelde is een veel voorkomende toepassing
Nadere informatieInterim Toegepaste Biostatistiek deel 1 14 december 2009 Versie A ANTWOORDEN
Interim Toegepaste Biostatistiek deel december 2009 Versie A ANTWOORDEN C 2 B C A 5 C 6 B 7 B 8 B 9 D 0 D C 2 A B A 5 C Lever zowel het antwoordformulier als de interim toets in Versie A 2. Dit tentamen
Nadere informatieBeschrijvende statistiek
Beschrijvende statistiek Beschrijvende en toetsende statistiek Beschrijvend Samenvatting van gegevens in de steekproef van onderzochte personen (gemiddelde, de standaarddeviatie, tabel, grafiek) Toetsend
Nadere informatieAntwoordvel Versie A
Antwoordvel Versie A Interimtoets Toegepaste Biostatistiek 13 december 013 Naam:... Studentnummer:...... Antwoorden: Vraag Antwoord Antwoord Antwoord Vraag Vraag A B C D A B C D A B C D 1 10 19 11 0 3
Nadere informatie1. Inleiding. 2. De analyses. 2.1 Afspraken over kinderopvang versus m/v-verdeling
Bijlage II Aanvullende analyses 1 Inleiding In aanvulling op de kwantitatieve informatie over de diverse arbeid-en-zorg thema s, is een aantal analyses verricht Aan deze analyses lagen de volgende onderzoeksvragen
Nadere informatieHOOFDSTUK IV TOETSEN VAN STATISTISCHE HYPOTHESEN
HOOFDSTUK IV TOETSEN VAN STATISTISCHE HYPOTHESEN 4.1 PARAMETERTOESTEN 1 A. Toetsen van het gemiddelde Beschouw een steekproef X 1, X,, X n van n onafhankelijke N(µ, σ) verdeelde kansveranderlijken Men
Nadere informatieVoorbeeldtentamen Statistiek voor Psychologie
Voorbeeldtentamen Statistiek voor Psychologie 1) Vul de volgende uitspraak aan, zodat er een juiste bewering ontstaat: De verdeling van een variabele geeft een opsomming van de categorieën en geeft daarbij
Nadere informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica. Tentamen Statistiek (2DD14) op vrijdag 17 maart 2006, 9.00-12.00 uur.
TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Statistiek DD14) op vrijdag 17 maart 006, 9.00-1.00 uur. UITWERKINGEN 1. Methoden om schatters te vinden a) De aannemelijkheidsfunctie
Nadere informatie+ ( 1 4 )2 σ 2 X σ2. 36 σ2 terwijl V ar[x] = 11. Aangezien V ar[x] het kleinst is, is dit rekenkundig gemiddelde de meest efficiënte schatter.
STATISTIEK OPLOSSINGEN OEFENZITTINGEN 5 en 6 c D. Keppens 2004 5 1 (a) Zij µ de verwachtingswaarde van X. We moeten aantonen dat E[M i ] = µ voor i = 1, 2, 3 om te kunnen spreken van zuivere schatters.
Nadere informatieKansrekening en Statistiek
Kansrekening en Statistiek College 11 Dinsdag 25 Oktober 1 / 27 2 Statistiek Vandaag: Hypothese toetsen Schatten 2 / 27 Schatten 3 / 27 Vragen: liegen 61 Amerikanen werd gevraagd hoeveel % van de tijd
Nadere informatieKruis per vraag slechts één vakje aan op het antwoordformulier.
Toets Stroom 1.2 Methoden en Statistiek tul, MLW 7 april 2006 Deze toets bestaat uit 25 vierkeuzevragen. Kruis per vraag slechts één vakje aan op het antwoordformulier. Vraag goed beantwoord dan punt voor
Nadere informatieStatistiek in de alfa en gamma studies. Aansluiting wiskunde VWO-WO 16 april 2018
Statistiek in de alfa en gamma studies Aansluiting wiskunde VWO-WO 16 april 2018 Wie ben ik? Marieke Westeneng Docent bij afdeling Methoden en Statistiek Faculteit Sociale Wetenschappen Universiteit Utrecht
Nadere informatietoetsende statistiek deze week: wat hebben we al geleerd? Frank Busing, Universiteit Leiden
toetsende statistiek week 1: kansen en random variabelen week 2: de steekproevenverdeling week 3: schatten en toetsen: de z-toets week 4: het toetsen van gemiddelden: de t-toets Moore, McCabe, and Craig.
Nadere informatieHiermee rekenen we de testwaarde van t uit: n. 10 ( x ) ,16
modulus strepen: uitkomst > 0 Hiermee rekenen we de testwaarde van t uit: n 10 ttest ( x ) 105 101 3,16 n-1 4 t test > t kritisch want 3,16 >,6, dus 105 valt buiten het BI. De cola bevat niet significant
Nadere informatieHoofdstuk 12: Eenweg ANOVA
Hoofdstuk 12: Eenweg ANOVA 12.1 Eenweg analyse van variantie Eenweg en tweeweg ANOVA Wanneer we verschillende populaties of behandelingen met elkaar vergelijken, dan zal er binnen de data altijd sprake
Nadere informatieDEZE PAGINA NIET vóór 8.30u OMSLAAN!
STTISTIEK 1 VERSIE MT15303 1308 1 WGENINGEN UNIVERSITEIT LEERSTOELGROEP MT Tentamen Statistiek 1 (MT-15303) 5 augustus 2013, 8.30-10.30 uur EZE PGIN NIET vóór 8.30u OMSLN! STRT MET INVULLEN VN NM, REGISTRTIENUMMER,
Nadere informatieVandaag. Onderzoeksmethoden: Statistiek 4. Recap: Hypothese toetsen. Recap: One-sample t-toets
Vandaag Onderzoeksmethoden: Statistiek 4 Peter de Waal (gebaseerd op slides Peter de Waal, Marjan van den Akker) Departement Informatica Beta-faculteit, Universiteit Utrecht Recap: Hypothese toetsen t-toets
Nadere informatieKansrekening en Statistiek
Kansrekening en Statistiek College 14 Donderdag 28 Oktober 1 / 37 2 Statistiek Indeling: Hypothese toetsen Schatten 2 / 37 Vragen 61 Amerikanen werd gevraagd hoeveel % van de tijd zij liegen. Het gevonden
Nadere informatieStatistiek ( ) eindtentamen
Statistiek (200300427) eindtentamen studiejaar 2010-11, blok 4; Taalwetenschap, Universiteit Utrecht. woensdag 29 juni 2011, 17:15-19:00u, Educatorium, zaal Gamma. Schrijf je naam en student-nummer op
Nadere informatieStatistiek voor A.I. College 12. Dinsdag 23 Oktober
Statistiek voor A.I. College 12 Dinsdag 23 Oktober 1 / 20 2 Deductieve statistiek Orthodoxe statistiek 2 / 20 3 / 20 Jullie - onderzoek Wivine Tijd waarop je opstaat (uu:mm wordt weergeven als uumm). Histogram
Nadere informatiemlw stroom 2.1: Statistisch modelleren
mlw stroom 2.1: Statistisch modelleren College 5: Regressie en correlatie (2) Rosner 11.5-11.8 Arnold Kester Capaciteitsgroep Methodologie en Statistiek Universiteit Maastricht Postbus 616, 6200 MD Maastricht
Nadere informatieCursus Statistiek 2. Fellowonderwijs Opleiding Intensive Care. UMC St Radboud, Nijmegen
Cursus Statistiek 2 Fellowonderwijs Opleiding Intensive Care UMC St Radboud, Nijmegen Cursus Statistiek 2 Steekproefgrootte en power berekening Vergelijken van gemiddelden (T-testen) Niet-parametrische
Nadere informatieDH19 Bedrijfsstatistiek MC, 2e Bach Hir, Juni 2009
Naam:... Voornaam:... DH19 Bedrijfsstatistiek MC, 2e Bach Hir, Juni 2009 Slechts één van de vier alternatieven is juist. Kruis het bolletje aan vóór het juiste antwoord. Indien je een meerkeuzevraag verkeerd
Nadere informatieHoofdstuk 10: Regressie
Hoofdstuk 10: Regressie Inleiding In dit deel zal uitgelegd worden hoe we statistische berekeningen kunnen maken als sprake is van één kwantitatieve responsvariabele en één kwantitatieve verklarende variabele.
Nadere informatieintroductie Wilcoxon s rank sum toets Wilcoxon s signed rank toets introductie Wilcoxon s rank sum toets Wilcoxon s signed rank toets
toetsende statistiek week 1: kansen en random variabelen week : de steekproevenverdeling week 3: schatten en toetsen: de z-toets week : het toetsen van gemiddelden: de t-toets week 5: het toetsen van varianties:
Nadere informatieHOOFDSTUK VII REGRESSIE ANALYSE
HOOFDSTUK VII REGRESSIE ANALYSE 1 DOEL VAN REGRESSIE ANALYSE De relatie te bestuderen tussen een response variabele en een verzameling verklarende variabelen 1. LINEAIRE REGRESSIE Veronderstel dat gegevens
Nadere informatieToegepaste Statistiek, Week 3 1
Toegepaste Statistiek, Week 3 1 In Week 2 hebben we toetsingstheorie besproken mbt een kwantitatieve (ordinale) variabele G, en met name over zijn populatiegemiddelde E(G). Er waren twee gevallen: Er is
Nadere informatie8. Analyseren van samenhang tussen categorische variabelen
8. Analyseren van samenhang tussen categorische variabelen Er bestaat een samenhang tussen twee variabelen als de verdeling van de respons (afhankelijke) variabele verandert op het moment dat de waarde
Nadere informatieTentamen Inleiding Statistiek (WI2615) 10 april 2013, 9:00-12:00u
Technische Universiteit Delft Mekelweg 4 Faculteit Elektrotechniek, Wiskunde en Informatica 2628 CD Delft Tentamen Inleiding Statistiek (WI2615) 10 april 2013, 9:00-12:00u Formulebladen, rekenmachines,
Nadere informatieKansrekening en Statistiek
Kansrekening en Statistiek College 10 Donderdag 20 Oktober 1 / 1 2 Statistiek Vandaag: Hypothese toetsen 2 / 1 3 / 1 Terzijde NU.nl 19 oktober 2011: Veel Facebookvrienden wijst op grotere hersenen. (http://www.nu.nl/wetenschap/2645008/veel-facebookvrienden-wijst-groterehersenen-.html)
Nadere informatie9. Lineaire Regressie en Correlatie
9. Lineaire Regressie en Correlatie Lineaire verbanden In dit hoofdstuk worden methoden gepresenteerd waarmee je kwantitatieve respons variabelen (afhankelijk) en verklarende variabelen (onafhankelijk)
Nadere informatieInhoudsopgave. Deel I Schatters en toetsen 1
Inhoudsopgave Deel I Schatters en toetsen 1 1 Hetschattenvanpopulatieparameters.................. 3 1.1 Inleiding:schatterversusschatting................. 3 1.2 Hetschattenvaneengemiddelde..................
Nadere informatieVandaag. Onderzoeksmethoden: Statistiek 4. Recap: Hypothese toetsen. Recap: One-sample t-toets
Vandaag Onderzoeksmethoden: Statistiek 4 Peter de Waal (gebaseerd op slides Peter de Waal, Marjan van den Akker) Departement Informatica Beta-faculteit, Universiteit Utrecht Recap: Hypothese toetsen t-toets
Nadere informatie. Dan geldt P(B) = a. 1 4. d. 3 8
Tentamen Statistische methoden 4052STAMEY juli 203, 9:00 2:00 Studienummers: Vult u alstublieft op het meerkeuzevragenformulier uw Delftse studienummer in (tbv automatische verwerking); en op het open
Nadere informatie11. Multipele Regressie en Correlatie
11. Multipele Regressie en Correlatie Meervoudig regressie model Nu gaan we kijken naar een relatie tussen een responsvariabele en meerdere verklarende variabelen. Een bivariate regressielijn ziet er in
Nadere informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica. Tentamen Statistiek 2 voor TeMa (2S195) op dinsdag ,
TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Statistiek 2 voor TeMa (2S95) op dinsdag 5-03-2005, 9.00-22.00 uur Bij het tentamen mag gebruik worden gemaakt van een zakrekenmachine
Nadere informatieToetsen van Hypothesen. Het vaststellen van de hypothese
Toetsen van Hypothesen Wisnet-hbo update maart 2008 1. en Het vaststellen van de hypothese De nulhypothese en de Alternatieve hypothese. Het gaat in deze paragraaf puur alleen om de formulering. Er wordt
Nadere informatieAanpassingen takenboek! Statistische toetsen. Deze persoon in een verdeling. Iedereen in een verdeling
Kwantitatieve Data Analyse (KDA) Onderzoekspracticum Sessie 2 11 Aanpassingen takenboek! Check studienet om eventuele verbeteringen te downloaden! Huidige versie takenboek: 09 Gjalt-Jorn Peters gjp@ou.nl
Nadere informatieCollege 7 Tweeweg Variantie-Analyse
College 7 Tweeweg Variantie-Analyse - Leary: Hoofdstuk 12 (p. 255 t/m p. 262) - MM&C: Hoofdstuk 12 (p. 618 t/m p. 623 ), Hoofdstuk 13 - Aanvullende tekst 9, 10, 11 Jolien Pas ECO 2012-2013 Het Experiment
Nadere informatiestatviewtoetsen 18/12/ Statview toets, 2K WE, 30 mei Fitness-campagne Dominantie bij muizen... 4
statviewtoetsen 18/12/2000 Contents............................................................ 1 1 Statview toets, 2K WE, 30 mei 1995 2 1.1 Fitness-campagne................................................
Nadere informatieSchriftelijk examen statistiek, data-analyse en informatica. Maandag 29 mei 1995
Schriftelijk examen statistiek, data-analyse en informatica Maandag 29 mei 1995 Tweede jaar kandidaat arts + Tweede jaar kandidaat in de biomedische wetenschappen Naam: Voornaam: Vraa Kengetal g Blad 1
Nadere informatieLes 7-8: Parameter- en Vergelijkingstoetsen
Les 7-8: Parameter- en Vergelijkingstoetsen I Theorie : A. Algemeen :. Hypothese formuleren. H 0 : nul-hypothese H : alternatieve hypothese 2. teekproef nemen. x en 2 zijn te berekenen uit de steekproefresultaten.
Nadere informatieStatistiek II. 1. Eenvoudig toetsen. Onderdeel toetsen binnen de cursus: Toetsen en schatten ivm één statistiek of steekproef
Statistiek II Onderdeel toetsen binnen de cursus: 1. Eenvoudig toetsen Toetsen en schatten ivm één statistiek of steekproef Via de z-verdeling, als µ onderzocht wordt en gekend is: Via de t-verdeling,
Nadere informatieHoofdstuk 10 Eenwegs- en tweewegs-variantieanalyse
Hoofdstuk 10 Eenwegs- en tweewegs-variantieanalyse 10.1 Eenwegs-variantieanalyse: Als we gegevens hebben verzameld van verschillende groepen en we willen nagaan of de populatiegemiddelden van elkaar verscihllen,
Nadere informatieExamen Statistiek I Januari 2010 Feedback
Examen Statistiek I Januari 2010 Feedback Correcte alternatieven worden door een sterretje aangeduid. 1 Een steekproef van 400 personen bestaat uit 270 mannen en 130 vrouwen. Twee derden van de mannen
Nadere informatieb) Het spreidingsdiagram ziet er als volgt uit (de getrokken lijn is de later uit te rekenen lineaire regressie-lijn): hoogte
Classroom Exercises GEO2-4208 Opgave 7.1 a) Regressie-analyse dicteert hier geen stricte regels voor. Wanneer we echter naar causaliteit kijken (wat wordt door wat bepaald), dan is het duidelijk dat hoogte
Nadere informatieORS. LEK EN LINGE POSTBUS AL CULEMBORG
ORS. LEK EN LINGE POSTBUS 461 4 AL CULEMBORG Onderstaand rapport is gebaseerd op de afnamegegevens van de groep kandidaten "M6mo6" die uw school na afname van het centraal schriftelijk examen aan Cito
Nadere informatieTentamen Biostatistiek 1 voor BMT (2DM40) woensdag 2 november 2011, uur
Faculteit der Wiskunde en Informatica Tentamen Biostatistiek 1 voor BMT (2DM40) woensdag 2 november 2011, 9.00-12.00 uur Bij het tentamen mag gebruik worden gemaakt van een zakrekenmachine en van een onbeschreven
Nadere informatieTentamen Inleiding Intelligente Data Analyse Datum: Tijd: , BBL 420 Dit is geen open boek tentamen.
Tentamen Inleiding Intelligente Data Analyse Datum: 19-12-2002 Tijd: 9.00-12.00, BBL 420 Dit is geen open boek tentamen. Algemene aanwijzingen 1. U mag ten hoogste één A4 met aantekeningen raadplegen.
Nadere informatieTentamen Mathematische Statistiek (2WS05), vrijdag 29 oktober 2010, van 14.00 17.00 uur.
Technische Universiteit Eindhoven Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Mathematische Statistiek (WS05), vrijdag 9 oktober 010, van 14.00 17.00 uur. Dit is een tentamen met gesloten boek. De uitwerkingen
Nadere informatieHOOFDSTUK IV TOETSEN VAN STATISTISCHE HYPOTHESEN
HOOFDSTUK IV TOETSEN VAN STATISTISCHE HYPOTHESEN 4. VERGELIJKINGSTOETSEN A. Vergelijken van varianties Men beschouwt twee steekproeven uit normaal verdeelde populaties: X, X,, X n ~ N(µ, σ ) Y, Y,, Y n
Nadere informatieCITO AMSTERDAMSEWEG CM ARNHEM
CITO AMSTERDAMSEWEG 13 6814 CM ARNHEM Onderstaand rapport is gebaseerd op de afnamegegevens van de groep kandidaten "Voorbeeld" die uw school na afname van het centraal schriftelijk examen aan Cito heeft
Nadere informatieWe illustreren deze werkwijze opnieuw a.h.v. de steekproef van de geboortegewichten
Hoofdstuk 8 Betrouwbaarheidsintervallen In het vorige hoofdstuk lieten we zien hoe het mogelijk is om over een ongekende karakteristiek van een populatie hypothesen te formuleren. Een andere manier van
Nadere informatieMeervoudige ANOVA Onderzoeksvraag Voorwaarden
Er is onderzoek gedaan naar rouw na het overlijden van een huisdier (contactpersoon: Karolijne van der Houwen (Klinische Psychologie)). Mensen konden op internet een vragenlijst invullen. Daarin werd gevraagd
Nadere informatieInductieve statistiek voor informatiewetenschappers
INDUCTIEVE STATISTIEK VOOR INFORMATIEWETENSCHAPPERS I 570 1 Inductieve statistiek voor informatiewetenschappers HENK VOORBIJ 1. Inleiding Er zijn twee soorten statistiek: beschrijvende en inductieve (ook
Nadere informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica. Tentamen Statistiek 2 voor TeMa (2S195) op vrijdag , 9-12 uur.
TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Statistiek 2 voor TeMa (2S95) op vrijdag 29-04-2004, 9-2 uur. Bij het tentamen mag gebruik worden gemaakt van een zakrekenmachine
Nadere informatieStatistiek voor A.I.
Statistiek voor A.I. College 13 Donderdag 25 Oktober 1 / 28 2 Deductieve statistiek Orthodoxe statistiek 2 / 28 3 / 28 Jullie - onderzoek Tobias, Lody, Swen en Sander Links: Aantal broers/zussen van het
Nadere informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN
TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Tentamen Biostatistiek voor BMT (2S39) op 8--25 U mag alleen gebruik maken van een onbeschreven Statistisch Compendium (dikt. nr. 228) en van een zakrekenmachine. De uitwerkingen
Nadere informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica
TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamenopgaven Statistiek 2DD71: UITWERKINGEN 1. Stroopwafels a De som S van de 12 gewichten is X 1 + X 2 + + X 12. Deze is normaal
Nadere informatiegemiddelde politieke interesse van hoger opgeleide mensen)
SPSS-oefening 2: Hypothesetoetsen Opgave Oefening 1 a) Het zijn onafhankelijke steekproeven. De scores voor politieke interesse zijn afkomstig van verschillende mensen aangezien elke persoon slechts in
Nadere informatieHerkansing Inleiding Intelligente Data Analyse Datum: Tijd: , BBL 508 Dit is geen open boek tentamen.
Herkansing Inleiding Intelligente Data Analyse Datum: 3-3-2003 Tijd: 14.00-17.00, BBL 508 Dit is geen open boek tentamen. Algemene aanwijzingen 1. U mag ten hoogste één A4 met aantekeningen raadplegen.
Nadere informatietoetskeuze schema verschillen in gemiddelden
toetsende statistiek week 1: kansen en random variabelen week 2: de steekproevenverdeling week 3: schatten en toetsen: de z-toets week 4: het toetsen van gemiddelden: de t-toets week 5: het toetsen van
Nadere informatieBijlage Bijlage 3. Statistische toetsing: werkwijze, toetsen, formules, toepassing
Bijlage 3 Statistische toetsing: werkwijze, toetsen, formules, toepassing In dit boek wordt kennis van statistiek en statistische ( hypothese)toetsing in principe bekend verondersteld. Niettemin geven
Nadere informatiec Voorbeeldvragen, Methoden & Technieken, Universiteit Leiden TS: versie 1 1 van 6
c Voorbeeldvragen, Methoden & Technieken, Universiteit Leiden TS: versie 1 1 van 6 1. Iemand kiest geblinddoekt 4 paaseitjes uit een mand met oneindig veel paaseitjes. De helft is melkchocolade, de andere
Nadere informatieToetsende Statistiek Week 5. De F-toets & Onderscheidend Vermogen
M, M & C 7.3 Optional Topics in Comparing Distributions: F-toets 6.4 Power & Inference as a Decision 7.1 The power of the t-test 7.3 The power of the sample t- Toetsende Statistiek Week 5. De F-toets &
Nadere informatieParagraaf 10.1 : Populatie en Steekproef
Hoofdstuk 10 Statistische Variabelen (H5 Wis A) Pagina 1 van 8 Paragraaf 10.1 : Populatie en Steekproef Les 1 : Herhaling Definitie Betrouwbaarheidsinterval (BI) Betrouwbaarheidsinterval (BI) = { de waarden
Nadere informatieVerklarende Statistiek: Toetsen. Zat ik nou in dat kritische gebied of niet?
Verklarende Statistiek: Toetsen Zat ik nou in dat kritische gebied of niet? Toetsen, Overzicht Nulhypothese - Alternatieve hypothese (voorbeeld: toets voor p = p o in binomiale steekproef) Betrouwbaarheid
Nadere informatieINDUCTIEVE STATISTIEK VOOR DE GEDRAGSWETENSCHAPPEN OPLOSSINGEN BIJ HOOFDSTUK 5
INDUCTIEVE STATISTIEK VOOR DE GEDRAGSWETENSCHAPPEN OPLOSSINGEN BIJ HOOFDSTUK 5 1. De onderzoekers van een preventiedienst vermoeden dat werknemers in een bedrijf zonder liften fitter zijn dan werknemers
Nadere informatieNiet-Parametrische Statistiek
10-11. Niet-Parametrische Statistiek I. Theorie : A Algemeen schema : 1 Steekproef willekeurige verdeling Teken-Toets symmetrische verdeling Wilcoxon-Rank-Toets 2 Steekproeven gepaarde waarnemingen Wilcoxon-Rank-Toets
Nadere informatieOefenvragen bij Statistics for Business and Economics van Newbold
Oefenvragen bij Statistics for Business and Economics van Newbold Hoofdstuk 1 1. Wat is het verschil tussen populatie en sample? De populatie is de complete set van items waar de onderzoeker in geïnteresseerd
Nadere informatieKansrekening en Statistiek
Kansrekening en Statistiek College 15 Dinsdag 2 November 1 / 16 2 Statistiek Indeling: Filosofie Schatten Centraal Bureau voor Statistiek 2 / 16 Schatten Vb. Het aantal tenen plus vingers in jullie huishoudens:
Nadere informatie<<NAAM SCHOOL>> <<ADRES SCHOOL>>
Onderstaand rapport is gebaseerd op de afnamegegevens van de groep kandidaten "V6netl$$$$" die uw school na afname van het centraal schriftelijk examen aan Cito heeft verstrekt.
Nadere informatieEne variabele. Nonparametrische toetsen. Kolmogorov-Smirnov. Kolmogorov-Smirnov. Andere variabele. Onderzoekspracticum.
Nonparametrische Data Analyse (NPDA) Nonparametrische toetsen Andere variabele Onderzoekspracticum Sessie Gjalt-Jorn Peters gjp@ou.nl Ene variabele Dichotoom: afhankelijke Dichotoom: Meer dan twee Nominaal
Nadere informatieSheets hoorcollege 1 (over paragraaf 7.1) Uitgewerkte opgaven week 6 Antwoorden uitgewerkte opgaven week 6
MATERIALEN BIJ STATISTIEK (1991) JANUARI 010 Sheets hoorcollege 1 (over paragraaf 7.1) Uitgewerkte opgaven week 1 Antwoorden uitgewerkte opgaven week 1 11 15 Power-point sheets hoorcollege (over paragraaf
Nadere informatieToetsende Statistiek Week 3. Statistische Betrouwbaarheid & Significantie Toetsing
Toetsende Statistiek Week 3. Statistische Betrouwbaarheid & Significantie Toetsing M, M & C, Chapter 6, Introduction to Inference 6.1 Estimating with Confidence 6.2 Tests of Significance 6.3 Use and Abuse
Nadere informatieCorrelatie = statistische samenhang Meest gebruikt = Spearman s rang correlatie Ordinaal geschaalde variabelen -1 <= r s <= +1 waarbij:
Correlatie analyse Correlatie = statistische samenhang Meest gebruikt = Spearman s rang correlatie Ordinaal geschaalde variabelen -1
Nadere informatieStatistiek II. Sessie 5. Feedback Deel 5
Statistiek II Sessie 5 Feedback Deel 5 VPPK Universiteit Gent 2017-2018 Feedback Oefensessie 5 1 Statismex, gewicht en slaperigheid2 1. Lineair model: slaperigheid2 = β 0 + β 1 dosis + β 2 bd + ε H 0 :
Nadere informatieSheets K&S voor INF HC 10: Hoofdstuk 12
Sheets K&S voor INF HC 1: Hoofdstuk 12 Statistiek Deel 1: Schatten (hfdst. 1) Deel 2: Betrouwbaarheidsintervallen (11) Deel 3: Toetsen van hypothesen (12) Betrouwbaarheidsintervallen (H11) en toetsen (H12)
Nadere informatieZomerschool Vakdidactisch Onderzoek Leuven, 8-10 september 2010 Sessie 8: Analyse van kwantitatieve data
Zomerschool Vakdidactisch Onderzoek Leuven, 8-10 september 2010 Sessie 8: Analyse van kwantitatieve data An Carbonez Leuven Statistics Research Centre Katholieke Universiteit Leuven Voorstelling van de
Nadere informatieKorte uitleg van twee veelvoorkomende statistische toetsen Veel wetenschappelijke hypothesen kunnen statistisch worden getoetst. Aan de hand van een
Korte uitleg van twee veelvoorkomende statistische toetsen Veel wetenschappelijke hypothesen kunnen statistisch worden getoetst. Aan de hand van een statistische toets beslis je of een hypothese waar is.
Nadere informatieEIND TOETS TOEGEPASTE BIOSTATISTIEK I. 5 februari 2010
EIND TOETS TOEGEPASTE BIOSTATISTIEK I 5 februari - Dit tentamen bestaat uit vier opgaven onderverdeeld in totaal 9 subvragen. - Geef bij het beantwoorden van de vragen een zo volledig mogelijk antwoord.
Nadere informatie