Feedback examen Statistiek II Juni 2011
|
|
- Andrea de Koning
- 7 jaren geleden
- Aantal bezoeken:
Transcriptie
1 Feedback examen Statistiek II Juni 2011 Bij elke vraag is alternatief A correct. 1 De variabele X is Student verdeeld in een bepaalde populatie, met verwachting µ X en variantie σ 2 X. Je trekt steekproeven met grootte n uit die populatie. De schatter S2 X van σ 2 X is... A niet zuiver maar wel efficiënt B zuiver maar niet efficiënt C zuiver en efficiënt D Geen van de andere alternatieven Zie cursus p [67.2, 76.4] is het betrouwbaarheidsinterval (met α = 95%) voor de verwachting µ X van de variabele X (rusthartslag, in slagen per minuut) in de populatie van mannelijke dertigers in Vlaanderen, gebaseerd op een steekproef van 115 proefpersonen. Welke bewering wordt geïmpliceerd door dit? A Geen van de andere alternatieven B De kans dat µ X in het interval [67.2, 76.4] ligt is 95%. C De kans dat de rusthartslag van een vlaamse mannelijke dertiger in het interval [67.2, 76.4] ligt is 95%. D De kans dat µ X (bij een steekproef met grootte 115) in het interval [67.2, 76.4] ligt is 95%. B. µ X is een getal en [67.2, 76.4] is een vast interval. Dus µ x ligt in dat interval of niet, maar dat is niet stochastisch. Dat is niet toevallig. We kunnen hier niet van kansen spreken. B is dus fout. C. Je kan C herschrijven als P (67.2 X 76.4) = Maar dit heeft niets te maken met de betrouwbaarheid van het betrouwbaarheidsinterval. De betrouwbaarheid van het betrouwbaarheidsinterval is P (67.2 X 76.4). Dus C fout. D is fout voor dezelfde reden als B. 1
2 3 Bij een statistische toets is α de kans dat... A Geen van de andere alternatieven B de alternatieve hypothese fout is C de nulhypothese juist is D de nulhypothese fout is α is de kans dat de nulhypothese verworpen wordt indien die juist is. Tijdens het examen hebben veel studenten gevraagd of ze C moesten aanstippen omdat C gedeeltelijk correct is. Let op, C is absoluut niet correct : de kans dat de nulhypothese juist is bestaat niet. De nulhypothese is juist of fout. Het is niet stochastisch; het is niet toevallig, alhoewel we het niet weten. We kunnen dus hier niet van kansen spreken. 4 Bij een statistische toets wil je de alternatieve hypothese µ X > 10 toetsen. Je trekt een steekproef met grootte n = 70 en je vindt x = 11. De overschrijdingskans is de kans dat... A Geen van de andere alternatieven B x > 11 C x > 10 D µ X > 11 De overschrijdingskans is de kans dat X 11 of X > 11 (met continue variabelen). 5 Om β 1 zo precies mogelijk te schatten bij een enkelvoudige lineaire regressie kunnen we... A zorgen dat de variantie van X groot is in de steekproef B zorgen dat de variantie van X klein is in de steekproef C een kleine steekproef trekken D zorgen dat σ 2 ε zo groot mogelijk is De precisie van een schatter wordt gemeten aan de hand van zijn variantie. De schatter van β 1 is B 1. We willen dus de variantie van B 1 minimaliseren. Op p. 98 vind je V (B 1 ) = σ2 ɛ ns 2. x A. De variantie van X in de steekproef is s 2 x. Hoe groter s 2 x, hoe groter de noemer van V (B 1 ) en hoe kleiner V (B 1 ). A is dus correct. C. Hoe kleiner de steekproef, hoe kleiner de noemer van V (B 1 ) en hoe groter V (B 1 ). C is dus fout. D. Hoe groter σ 2 ε, hoe groter de teller van V (B 1 ) en hoe groter V (B 1 ). D is dus fout. 2
3 6 Het effectenmodel bij een enkelvoudige variantie-analyse is A Y ik = µ + α i + ε ik, i = 1,..., I, k = 1,..., n i B geen van de andere alternatieven C Y ik = µ i + α ik + ε ik, i = 1,..., I, k = 1,..., n i D Y ik = µ i + α i + ε ik, i = 1,..., I, k = 1,..., n i Zie cursus p De sigma-restrictie bij het effectenmodel bij een enkelvoudige variantie-analyse legt op dat Ii=1 α i = 0. Dit impliceert dat... A α i = µ i µ, i = 1,..., I B α i = µ i, i = 1,..., I C geen van de andere alternatieven D µ i = µ, i = 1,..., I Antwoord op p.115 van de cursus. Hieronder meer uitleg. De definitie van µ i is µ i = µ+α i (cursus p.113). Dus α i = µ i µ ; (1) de sigma-restrictie impliceert dus Bijgevolg, of nog Maw I µ i Iµ = 0, i=1 I I α i = (µ i µ) = 0. i=1 i=1 I I µ i µ = 0 i=1 i=1 I µ i (µ + µ µ) = 0. i=1 I Ii=1 µ i µ i = Iµ en µ =. I i=1 Merk op dat µ dus gelijk is aan µ (zie definitie van µ op p.113). We kunnen dus vergelijking (1) herschrijven als α i = µ i µ. Dit is alternatief A. 3
4 8 Bij een enkelvoudige variantie-analyse is ŷ ik A de schatting van E(Y ik ) B de schatting van y ik C de schatting van Y ik D geen van de andere alternatieven A. Juist (zie cursus p.116). B. y ik is één van de geobserveerde waarden in je steekproef. Je kent dus y ik perfekt en je hoeft die niet te schatten. C. Y ik is een toevalsvariabele en je kan nooit een toevalsvariabele schatten omdat die altijd variëert. We schatten alleen parameters : vaste (maar onbekende) getallen. 9 Bij een enkelvoudige variantie-analyse met 4 groepen correspondeert de hypothese µ 1 groter dan µ 3 en µ 4 (gemiddeld gezien) met het contrast... A geen van de andere alternatieven B C 1 0 1/3 1/3 D 1 0 1/2 1/2 Het correcte contrast is : 1 0 1/2 1/2 B, C en D. De som van de gewichten moet nul zijn. 4
5 10 We willen nagaan of de verdeling in vijf categorieën dezelfde is in populatie A en B (homogeniteitstoets). We trekken een steekproef van 40 individuen uit populatie A en een steekproef van 47 individuen uit populatie B. We berekenen deze statistiek Welke bewering is correct? k p i=1 j=1 (f ij n iˆπ j ) 2 n iˆπ j. A Hoe kleiner de statistiek, hoe sterker de argumenten in het voordeel van de homogeniteit B Hoe groter de statistiek, hoe sterker de argumenten in het voordeel van de homogeniteit C Hoe dichter bij 1 de statistiek, hoe sterker de argumenten in het voordeel van de homogeniteit D Geen van de andere alternatieven Als de populaties homogeen zijn, dan zijn de geobserveerde frequenties f ij meestal (in veel cellen) ongeveer gelijk aan de theoretische frequenties n iˆπ j. Bijgevolg zijn de verschillen (f ij n iˆπ j ) meestal klein. De statistiek is dus klein. En hoe kleiner (dichter bij nul), hoe sterker de argumenten in het voordeel van de homogeniteit. 11 Een kwart van de populatie in Vlaanderen heeft kenmerk A. Je wil de hypothese toetsen dat de frequentie van kenmerk A bij Vlaamse vrouwen groter dan 25% is. Je trekt een steekproef van 3 vlaamse vrouwen en je vindt één vrouw met stoornis A. Wat is de overschrijdingskans? A 37/64 B 27/64 C 16/64 D Geen van de andere alternatieven De overschrijdingskans is P (B(n, π) 1) = P (B(3, 0.25) = 1) + P (B(3, 0.25) = 2) + P (B(3, 0.25) = 3) = 1 P (B(3, 0.25) = 0) = 1 (3/4) 3 = 1 27/64 = 37/64. 5
6 12 Je vermoedt dat de voeding van studenten op kot slecht is. Ze zouden meer junk food eten dan andere jongeren op dezelfde leeftijd en zouden dus dikker zijn. De verwachting van het gewicht van jonge mannen op dezelfde leeftijd is gekend: µ m = 74. De standaard fout is σ m = 5. De nulhypothese is dus H 0 : µ km = 74 en de alternatieve hypothese H a : µ km > 74. Je kiest α = Je weegt een steekproef van 100 mannelijke studenten die op kot zitten en je gebruikt de adequate statistische toets om de hypothese te toetsen. Wat is het onderscheidingsvermogen van de toets indien µ km = 76? A 99% B 85% C 64% D Geen van de andere alternatieven Eerst bepaal je de kritieke waarde van de eenzijdige z-toets met α = Het is Je verwerpt de nulhypothese indien de statistiek groter dan 1.65 is. Dus indien Derhalve verwerp je de nulhypothese indien x µ m σ/ n > x > 1.65 σ/ n + µ m. De kans dat je de nulhypothese verwerpt is dus P (X > 1.65 σ/ n + µ m ). Indien µ km = 76, dan weet je dat X = N(76, σ) en X = N(76, σ/ n). De kans dat je de nulhypothese verwerpt, indien µ km = 76 is dan P (N(76, σ/ n) > 1.65 σ/ n + µ m ) = P (N(0, 1) > 1.65 σ/ n + µ m 76 σ/ ) n = P (N(0, 1) > µ m 76 σ/ n ) = P (N(0, 1) > /10 ) = P (N(0, 1) > ) = P (N(0, 1) > 2.35) = P (N(0, 1) < 2.35) =
7 13 De variabelen X (leeftijd) en Y (reactietijd) worden in een experiment geobserveerd bij een steekproef van 10 mannen. X Y Je vermoedt een lineair verband tussen die twee variabelen en je wil het volgende lineair model toetsen : Y i = β 0 + β 1 x i + ε i, i = 1,..., 8. Na enkele berekeningen vind je x = 45, ȳ = 700, s 2 X = 250, s2 Y = 18000, r XY = 0.53, b 0 = and b 1 = 4.5. Wat is de predictie ŷ 3 onder het nulmodel? A 700 B 610 C 750 D Geen van de andere alternatieven Onder het nulmodel is er geen verband tussen X en Y. De beste predictie voor Y is dus onafhankelijk van X; en ŷ 3 = ŷ 1 = ŷ 10 =... De beste predictie voor een y-waarde is gewoon de verwachting van Y waarvan de schatting ȳ is. 14 Onduidelijke vraag. Goedgekeurd (dus +3) voor iedereen. 7
8 15 Je hebt in Flari gelezen dat er meer geboortes zijn tijdens de volle maan dan tijdens de andere fases van de maan (nieuwe maan, eerste kwartier en laatste kwartier). Anderen zeggen dat er meer geboortes zijn tijdens de nieuwe maan. Je wil dit nagaan en je raadpleegt de archieven van een ziekenhuis. In het laatste jaar zijn daar 240 babys geboren. Je beschouwt die 240 geboortes als een aselecte steekproef. Onderstaande tabel geeft het aantal geboortes in de vier fases (elk één week lang). nieuwe maan eerste kwartier volle maan laatste kwartier Je theoretische hypothese is dat het aantal geboortes hoger is in sommige fases dan in anderen. De waarde van de toetsingsgrootheid in die steekproef is A 2.1 B 1.6 C 4.3 D Geen van de andere alternatieven De hypothese gaat over proporties. Zijn de vier proporties identiek? Dus χ 2 -toets. De theoretische proporties in de vier categoriën zijn 0.25 en de theoretische frequenties zijn allemaal 60. De statistiek of toetsingsgrootheid is gelijk aan (63 60) (52 60) (67 60) (58 60) = = 126/60 =
9 16 Gegeven de onderstaande ANOVA-tabel van een enkelvoudige variantie-analyse met één factor A: Analysis of Variance Table Response: a Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) A e-16 Residuals Welke bewering is volledig correct op basis van bovenstaande output? A de between-groups variance (tussensubject variantie) is hier gelijk aan B De verwachte gemiddelden verschillen niet tussen de niveaus van A C De analyse is uitgevoerd op n = 29 observaties D Er werden Sigma-restricties toegepast B. De verwachte gemiddelden verschillen wel tussen de niveaus van A omdat de overschrijdingskans is. Dit is duidelijk kleiner dan gebruikelijke waarden van α. C. De analyse is uitgevoerd op n = = 30 observaties. D. Je kan de restricties uit deze tabel niet afleiden. 9
10 17 Men doet een onderzoek naar het verband tussen het aantal zonnepanelen op het dak van een gezin en de prijs van de gezinswagen. Coefficients: Estimate Std. Error t value Pr(> t ) (Intercept) wagen Residual standard error: on 10 degrees of freedom Multiple R-squared: ,Adjusted R-squared: F-statistic: on 1 and 10 DF, p-value: Analysis of Variance Table Response: zon Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) wagen Residuals Welk uitspraak is correct op basis van de bovenstaande output? A De foutkwadratensom bedraagt B Op basis van deze gegevens kan men besluiten dat de regressierechte door de oorsprong gaat C Er namen 10 gezinnen aan het onderzoek deel D De determinatiecoëfficiënt is B. De schatting van β 0 is Dit impliceert toch niet dat β 0 0. Inderdaad, is maar een schatting van β 0. Om te besluiten dat β 0 0, kijken we naar de overschrijdingskans die correspondeert met de toets van de hypothese β 0 = 0. Die overschrijdingskans is Die is veel kleiner dan gebruikelijke waarden van α. We besluiten dus dat het intercept niet nul is. C. n = = 12. D. De determinatiecoëfficiënt is (de gecorrigeerde determinatiecoëfficiënt is ). 10
11 18 Onderstaande output bevat de resultaten van een lineaire regressie met 1 categorische predictor ( ECON ) die werd gehercodeerd met behulp van dummycodering waarbij het laatste niveau als referentie werd gekozen. Welke conclusie kan NIET getrokken worden? A Er is een significant verschil tussen de gemiddelden van het tweede en derde niveau B Het gemiddelde van het laatste niveau heeft de waarde 1.8 C Het regressiegewicht horend bij het eerste niveau bedraagt 1.2 D In het algemeen is er geen statistisch significant verschil tussen de groepen van ECON A. We beschikken over geen informatie betreffende het contrast tussen niveaus 2 en 3. Maar we weten wel dat er geen verschil is tussen de niveaus (overschrijdingskans =.298). Er is dus ook geen verschil tussen het tweede en derde niveau. B. Omdat dummycodering gebruikt werd met het laatste niveau als referentie, kunnen we afleiden dat het gemiddelde van het laatste niveau gelijk aan b 0 is. Dus C. Evident. D. De overschrijdingskans is 0.298, dus groter dan de gebruikelijke waarden van α. 11
12 19 De gegevens in de onderstaande tabel gaan over de inname van proteïnen (X) en de nitrogenenbalans (Y). Variabele Gemiddelde Standaarddeviatie Correlatie Inname x = 1 s x = 0.25 r = 0.99 Nitrogenenbalans ȳ = 20 s y = 1 Indien we de nitrogenenbalans voorspellen op basis van de inname van proteïnen, wat is de voorspelde nitrogenenbalans indien de inname gelijk is aan 2? A B C 20 D De helling (regressiecoëfficiënt) is b 1 = rs y /s x =.99 1/ Het intercept is b 0 = ȳ b 1 x = 16. Uiteindelijk is de voorspelde waarde ongeveer =
13 20 In de onderstaande tabel vindt u gegevens van een studie over energiedrankjes, met één steekproef van vijf proefpersonen. Elke drank werd beoordeeld (variabele X, intervalmeetniveau, normaal verdeeld) op een schaal van 0 tot 100, waarbij 100 de hoogst mogelijke rating is. Subject gemiddelde standaarddev Energiedrank A Energiedrank B Is er een significant verschil in voorkeuren? A Nee, indien getoetst met α = 10% B Er zijn niet voldoende gegevens beschikbaar om de toets uit te voeren C Ja, indien getoetst wordt met α = 10% D Ja, indien getoetst wordt met α = 5% A. Hypothese betreffende het verschil tussen twee verwachtingen met één steekproef (afhankelijke waarnemingen). Dus t-toets (p.69 in de cursus). De verschillen d i zijn 5, 1, 5, 11, 8. Het gemiddelde d is 4 en s d = 1 5 ( 5 4)2 + (1 4) 2 + (5 4) 2 + (11 4) 2 + (8 4) 2 = 156/ Toetsingsgrootheid : Waarde in de steekproef : D s d / n / De kritieke waarden (zie verdelingsfunctie van de Student variabele met 4 vrijheidsgraden en α = 0.10) zijn en Beslissing : de geobserveerde waarde 1.5 (ongeveer) ligt duidelijk binnen het acceptatieinterval [ 2.132, 2.132]. B. Er zijn slechts 5 respondenten maar de variabele X is normaal verdeeld. De kleine steekproefgrootte is dus geen probleem. 13
14 21 Studenten van de bachelor in chemie en van de bachelor in de lichamelijke opvoeding en de bewegingswetenschappen krijgen beide een cursus psychologie tijdens hun opleiding. Hoewel de gemiddelde slaagcijfers van beide groepen nagenoeg gelijk zijn, zijn er toch veel meer studenten uit de bachelor in de lichamelijke opvoeding en de bewegingswetenschappen die niet slagen voor dit opleidingsonderdeel in vergelijking met de studenten uit de bachelor in de chemie. Men vermoedt dat dit komt omdat studenten uit de bachelor in de lichamelijke opvoeding en de bewegingswetenschappen veel meer uiteenlopende resultaten behalen voor psychologie dan studenten uit de bachelor chemie. Men wil deze hypothese testen aan de hand van een steekproef bestaande uit 50 studenten uit de bachelor in chemie en 50 studenten uit de bachelor in de lichamelijke opvoeding en de bewegingswetenschappen. Welke verdeling zou je gebruiken om een correct besluit te trekken omtrent de onderzoeksvraag? A F 49,49 B T 48 C T 49 D T 98 De alternatieve hypothese is σlo 2 > σ2 ch. Deze hypothese wordt getoetst aan de hand van de F-toets, die gebaseerd is op een F-verdeelde toetsingsgrootheid (cursus, p.71). A is dus juist. 14
College 2 Enkelvoudige Lineaire Regressie
College Enkelvoudige Lineaire Regressie - Leary: Hoofdstuk 7 tot p. 170 (Advanced Correlational Strategies) - MM&C: Hoofdstuk 10 (Inference for Regression) - Aanvullende tekst 3 Jolien Pas ECO 011-01 Correlatie:
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 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 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 informatieExamen Statistiek I Feedback
Examen Statistiek I Feedback Bij elke vraag is alternatief A correct. Bij de trekking van een persoon uit een populatie beschouwt men de gebeurtenissen A (met bril), B (hooggeschoold) en C (mannelijk).
Nadere informatieExamen G0N34 Statistiek
Naam: Richting: Examen G0N34 Statistiek 7 juni 2010 Enkele richtlijnen : Wie de vragen aanneemt en bekijkt, moet minstens 1 uur blijven zitten. Je mag gebruik maken van een rekenmachine, het formularium
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 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 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 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 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 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 informatieStatistiek II. Sessie 4. Feedback Deel 4
Statistiek II Sessie 4 Feedback Deel 4 VPPK Universiteit Gent 2017-2018 Feedback Oefensessie 4 We hebben besloten de bekomen grafieken in R niet in het document in te voegen, dit omdat het document met
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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 informatieWiskunde B - Tentamen 2
Wiskunde B - Tentamen Tentamen van Wiskunde B voor CiT (57) Donderdag 4 april 005 van 900 tot 00 uur Dit tentamen bestaat uit 8 opgaven, 3 tabellen en formulebladen Vermeld ook je studentnummer op je werk
Nadere informatieFormuleblad. Hoofdstuk 1: Gemiddelde berekenen: = x 1 + x 2 + x 3 + +x n / n Of: = 1/n Σ x i
Formuleblad Hoofdstuk 1: Gemiddelde berekenen: = x 1 + x 2 + x 3 + +x n / n Of: = 1/n Σ x i Plaats van de median berekenen: Oneven aantal observaties: (n+1)/2 Even aantal observaties: gemiddelde van de
Nadere informatieData analyse Inleiding statistiek
Data analyse Inleiding statistiek Terugblik - Inductieve statistiek Afleiden van eigenschappen van een populatie op basis van een beperkt aantal metingen (steekproef) Kennis gemaakt met kans & kansverdelingen
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 WI2211TI / WI2105IN deel 2 2 februari 2012, uur
Kansrekening en statistiek WI22TI / WI25IN deel 2 2 februari 22, 4. 6. uur VOOR WI22TI: Bij dit examen is het gebruik van een (evt. grafische) rekenmachine toegestaan. Een formuleblad is niet toegestaan.
Nadere informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Statistiek voor T (2S070) op vrijdag 8 oktober 1999, uur De u
TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Statistiek voor T (2S070) op vrijdag 8 oktober 1999, 14.00-17.00 uur De uitwerkingen van de opgaven dienen duidelijk geformuleerd
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 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 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 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 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 informatieFeedback proefexamen Statistiek I 2009 2010
Feedback proefexamen Statistiek I 2009 2010 Het correcte antwoord wordt aangeduid door een sterretje. 1 Een steekproef van 400 personen bestaat uit 270 mannen en 130 vrouwen. Een derde van de mannen is
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 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 informatieEnkelvoudige 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 informatieExamen G0N34 Statistiek
Naam: Richting: Examen G0N34 Statistiek 8 september 2010 Enkele richtlijnen : Wie de vragen aanneemt en bekijkt, moet minstens 1 uur blijven zitten. Je mag gebruik maken van een rekenmachine, het formularium
Nadere informatieWe berekenen nog de effectgrootte aan de hand van formule 4.2 en rapporteren:
INDUCTIEVE STATISTIEK VOOR DE GEDRAGSWETENSCHAPPEN OPLOSSINGEN BIJ HOOFDSTUK 4 1. Toets met behulp van SPSS de hypothese van Evelien in verband met de baardlengte van metalfans. Ga na of je dezelfde conclusies
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 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 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 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 informatieClassification - Prediction
Classification - Prediction Tot hiertoe: vooral classification Naive Bayes k-nearest Neighbours... Op basis van predictor variabelen X 1, X 2,..., X p klasse Y (= discreet) proberen te bepalen. Training
Nadere informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica. Tentamenopgaven Statistiek (2DD71) op xx-xx-xxxx, xx.00-xx.00 uur.
VOORAF: Hieronder staat een aantal opgaven over de stof. Veel meer dan op het tentamen zelf gevraagd zullen worden. Op het tentamen zullen in totaal 20 onderdelen gevraagd worden. TECHNISCHE UNIVERSITEIT
Nadere informatieTentamen Biostatistiek 3 / Biomedische wiskunde
Tentamen Biostatistiek 3 / Biomedische wiskunde 25 maart 2014; 12:00-14:00 NB. Geef een duidelijke toelichting bij de antwoorden. Na correctie liggen de tentamens ter inzage bij het onderwijsbureau. Het
Nadere informatiewerkcollege 6 - D&P9: Estimation Using a Single Sample
cursus 9 mei 2012 werkcollege 6 - D&P9: Estimation Using a Single Sample van frequentie naar dichtheid we bepalen frequenties van meetwaarden plot in histogram delen door totaal aantal meetwaarden > fracties
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 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 informatieDEEL 3 INDUCTIEVE STATISTIEK INLEIDING TOT DE INDUCTIEVE STATISTIEK 11.2 DE GROOTSTE AANNEMELIJKHEID - METHODE
DEEL 3 INDUCTIEVE STATISTIEK INHOUD H 10: INLEIDING TOT DE INDUCTIEVE STATISTIEK H 11: PUNTSCHATTING 11.1 ALGEMEEN 11.1.1 Definities 11.1.2 Eigenschappen 11.2 DE GROOTSTE AANNEMELIJKHEID - METHODE 11.3
Nadere informatieStatistiek II. Sessie 3. Verzamelde vragen en feedback Deel 3
Statistiek II Sessie 3 Verzamelde vragen en feedback Deel 3 VPPK Universiteit Gent 2017-2018 Feedback Oefensessie 3 1 Statismex en bloeddruk 1. Afhankelijke variabele: Bloeddruk (van ratio-niveau) Onafhankelijke
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 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 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 informatieVrije Universiteit 28 mei Gebruik van een (niet-grafische) rekenmachine is toegestaan.
Afdeling Wiskunde Volledig tentamen Statistics Deeltentamen 2 Statistics Vrije Universiteit 28 mei 2015 Gebruik van een (niet-grafische) rekenmachine is toegestaan. Geheel tentamen: opgaven 1,2,3,4. Cijfer=
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 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 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 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 informatieStochastiek 2. Inleiding in de Mathematische Statistiek 1 / 17
Stochastiek 2 Inleiding in de Mathematische Statistiek 1 / 17 Statistische toetsen 2 / 17 Toetsen - algemeen - 1 Setting: observatie X in X, model {P θ : θ Θ}. Gegeven partitie Θ = Θ 0 Θ 1, met Θ 0 Θ 1
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 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 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 informatieHet gebruik van een grafische rekenmachine is toegestaan tijdens dit tentamen, alsmede één A4-tje met aantekeningen.
Het gebruik van een grafische rekenmachine is toegestaan tijdens dit tentamen, alsmede één A4-tje met aantekeningen. 1. (a) In de appendix van deze vraag, is een dataset gegeven met de corresponderende
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 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 informatieDeeltentamen 2 Algemene Statistiek Vrije Universiteit 18 december 2013
Afdeling Wiskunde Volledig tentamen Algemene Statistiek Deeltentamen 2 Algemene Statistiek Vrije Universiteit 18 december 2013 Gebruik van een (niet-grafische) rekenmachine is toegestaan. Geheel tentamen:
Nadere informatieToetsen van hypothesen
Les 4 Toetsen van hypothesen We hebben tot nu toe enigszins algemeen naar grootheden van populaties gekeken en bediscussieerd hoe we deze grootheden uit steekproeven kunnen schatten. Vaak hebben we echter
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 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 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 informatieKansrekening en statistiek wi2105in deel 2 16 april 2010, uur
Kansrekening en statistiek wi205in deel 2 6 april 200, 4.00 6.00 uur Bij dit examen is het gebruik van een (evt. grafische) rekenmachine toegestaan. Tevens krijgt u een formuleblad uitgereikt na afloop
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 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 informatie1. De volgende gemiddelden zijn gevonden in een experiment met de factor Conditie en de factor Sekse.
Oefentoets 1 1. De volgende gemiddelden zijn gevonden in een experiment met de factor Conditie en de factor Sekse. Conditie = experimenteel Conditie = controle Sekse = Vrouw 23 33 Sekse = Man 20 36 Van
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 informatieG0N11a Statistiek en data-analyse: project Eerste zittijd Modeloplossing
G0N11a Statistiek en data-analyse: project Eerste zittijd 2007-2008 Modeloplossing Opmerking vooraf: Deze modeloplossing is een heel volledig antwoord op de gestelde vragen. Om de maximumscore op een vraag
Nadere informatiePopulatie: De gehele groep elementen waarover informatie wordt gewenst.
Statistiek I Werkcollege 1 Populatie: De gehele groep elementen waarover informatie wordt gewenst. Steekproef: Gedeelte van de populatie dat feitelijk wordt onderzocht om informatie te vergaren. Eenheden:
Nadere informatieExamen Statistische Modellen en Data-analyse. Derde Bachelor Wiskunde. 14 januari 2008
Examen Statistische Modellen en Data-analyse Derde Bachelor Wiskunde 14 januari 2008 Vraag 1 1. Stel dat ɛ N 3 (0, σ 2 I 3 ) en dat Y 0 N(0, σ 2 0) onafhankelijk is van ɛ = (ɛ 1, ɛ 2, ɛ 3 ). Definieer
Nadere informatieHoofdstuk 8: Het Toetsen van Hypothesen (Extra Oefeningen)
Hoofdstuk 8: Het Toetsen van Hypothesen (Extra Oefeningen) 8.16. Men wenst H 0 : p 0.2 te testen tegenover H 1 : p 0.4 voor een binomiale distributie met n 10. Bepaal α en β als de testfunctie gegeven
Nadere informatieHoofdstuk 12 : Regressie en correlatie. Marnix Van Daele. Vakgroep Toegepaste Wiskunde en Informatica Universiteit Gent.
Hoofdstuk 12 : Regressie en correlatie Marnix Van Daele MarnixVanDaele@UGentbe Vakgroep Toegepaste Wiskunde en Informatica Universiteit Gent Regressie en correlatie p 1/26 Regressielijn Vraag : vind het
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 informatieCollege 3 Meervoudige Lineaire Regressie
College 3 Meervoudige Lineaire Regressie - Leary: Hoofdstuk 8 p. 165-169 - MM&C: Hoofdstuk 11 - Aanvullende tekst 3 (alinea 2) Jolien Pas ECO 2012-2013 'Computerprogramma voorspelt Top 40-hits Bron: http://www.nu.nl/internet/2696133/computerprogramma-voorspelt-top-40-hits.html
Nadere informatieToegepaste Statistiek, Dag 7 1
Toegepaste Statistiek, Dag 7 1 Statistiek: Afkomstig uit het Duits: De studie van politieke feiten en cijfers. Afgeleid uit het latijn: status, staat, toestand Belangrijkste associatie: beschrijvende statistiek
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 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 informatieBerekenen en gebruik van Cohen s d Cohen s d is een veelgebruikte manier om de effectgrootte te berekenen en wordt
A. Effect & het onderscheidingsvermogen Effectgrootte (ES) De effectgrootte (effect size) vertelt ons iets over hoe relevant de relatie tussen twee variabelen is in de praktijk. Er zijn twee soorten effectgrootten:
Nadere informatieEindtoets Toegepaste Biostatistiek
Eindtoets Toegepaste Biostatistiek 2013-2014 29 januari 2014 Dit tentamen bestaat uit vier opgaven, onderverdeeld in 24 subvragen. Begin bij het maken van een nieuwe opgave steeds op een nieuw antwoordvel.
Nadere informatieMethoden van Onderzoek en Statistiek, Deeltentamen 2, 29 maart 2012 Versie 2
Vraag 1. Voor welk van de onderstaande variabelen zal een placebo effect waarschijnlijk het grootst zijn? 1. Haarlengte. 2. Lichaamstemperatuur. 3. Mate van tevredenheid met de behandeling. 4. Hemoglobinegehalte
Nadere informatie1. Reductie van error variantie en dus verhogen van power op F-test
Werkboek 2013-2014 ANCOVA Covariantie analyse bestaat uit regressieanalyse en variantieanalyse. Er wordt een afhankelijke variabele (intervalniveau) voorspeld uit meerdere onafhankelijke variabelen. De
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 informatie2DM71: Eindtoets Biostatistiek, op dinsdag 20 Januari 2015, 13.30-16.30
Faculteit der Wiskunde en Informatica 2DM71: Eindtoets Biostatistiek, op dinsdag 20 Januari 2015, 13.30-16.30 Opgave 1: (5 x 6 = 30 punten) (Bij deze opgave is gebruik van resultaten uit bijlage 1 noodzakelijk)
Nadere informatieWiskunde B - Tentamen 1
Wiskunde B - Tentamen Tentamen 57 Wiskunde B voor CiT vrijdag januari 5 van 9. tot. uur Dit tentamen bestaat uit 6 opgaven, formulebladen en tabellen. Vermeld ook uw studentnummer op uw werk en tentamenbriefje.
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 informatieTECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica. Tentamen Biostatistiek (2S390) op maandag ,
TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Biostatistiek (2S390) op maandag 20-11-2000, 14.00-17.00 uur ƒbij het tentamen mag gebruik worden gemaakt van een zakrekenmachine
Nadere informatieVoorbeeld regressie-analyse
Voorbeeld regressie-analyse In dit voorbeeld wordt gebruik gemaakt van het SPSS data-bestand vb_regr.sav (dit bestand kan gedownload worden via de on-line helpdesk). We schatten een model waarin de afhankelijke
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 informatie