Projeto de Experimentos

Apresentação em tema: "Projeto de Experimentos"— Transcrição da apresentação:

1 Projeto de Experimentos

2 Comparação de 2 Tratamentos
Experimentos comparativos simples Técnicas: uso de conjuntos de referência externa randomização e blocagem testes de significância e intervalos de confiança Exemplos: fertilizantes, máquinas, processos industriais algoritmos, sistemas, CPUs

3 Uso de Distribuições de Referência Externas
Deseja-se avaliar se um método modificado gerou melhores resultados que o método tradicional Dispõe-se de um conjunto de dados grande sobre o método tradicional

4 Exemplo Algoritmo A já é rotineiramente executado para tarefa Z e surge a proposta de usar algoritmo B 10 execuções de A: média de tempo de execução tA=84.24s 10 execuções deB: média de tempo de execução tB=82.94s

5 Exemplo Por conta de variações nos tempos individuais não há evidência suficiente para dizer que B é melhor do que A Erro experimental! algoritmo não determinístico timer com pouca acurácia ou resolução interferência de outros programas competição por banda alocação de recursos aleatória

6 Populações Conceituais
Considerando as 2 populações conceituais: observações do tempo de execução de A observações do tempo de execução de B queremos saber se a média da população 1 é maior do que a média da população 2

7 Hipótese Nula Supomos que não existe diferença entre as médias:
hA = hB e verificamos a chance da diferença observada ter ocorrido por acaso. no exemplo: Por acaso existem dados sobre 210 execuções anteriores de A...

8 210 (!) observações de A tempo 88 86 84 82 80 78 100 200 execução

9 para testar a hipótese nula:
quantas vezes a diferença entre dois grupos sucessivos de 10 observações diferiu por mais de 1,3 seg? calcula-se as 191 diferenças entre conjuntos adjacentes de 10 observações...

10 Distribuição das diferenças
v -2,0 -1,0 1,0 v 1,3

11 comparação com a distribuição de referência
Em apenas 9 casos as diferenças excedem 1,3 9 em 191: A probabilidade de cair em uma diferença de 1,3 pode ser aproximada por 9/191=0,047 Diz-se que a diferença é significativa estatisticamente com nível de probabilidade 0,047

12 conclusões A hipótese nula fica desacreditada...
Parece que o algoritmo B é melhor do que A...

13 outro exemplo: diagnóstico de pacientes
Dr A. afirma que pode reconhecer que pessoa tem doença D olhando sua língua, método muito mais barato que o exame convencional. Desejamos fazer um teste para saber se ele está meramente adivinhando ou se ele realmente consegue diagnosticar D

14 Teste realizado Dr A. examina 4 grupos de 4 pacientes; em cada grupo 1 paciente tem D Se ele comete um erro em algum grupo, o experimento acaba; conclui-se que ele está adivinhando Se ele completa os 4 sem nenhum erro, o experimento acaba e conclui-se que ele não está meramente adivinhando.

15 interpretação - se ele adivinha:
Pr(parada no 1o): 3/4 Pr(parada no 2o): 1/4*3/4= 3/16 Pr(parada no 3o): 1/4*1/4*3/4= 3/64 Pr(falha no 4o): 1/4*1/4*1/4*3/4= 3/256 255/256 Pr(sucesso): 1/4*1/4*1/4*1/4=1/256 chance de rejeitar a hipótese de advinhação e ela ser correta: 1/256

16 Jargão região de rejeição (evento 5): região crítica
tamanho da região crítica associada ao nível de significância nível de significância: chance de rejeitar uma hipótese verdadeira O aumento da região crítica aumenta a chance de erroneamente rejeitarmos uma hipótese verdadeira Fala-se em níveis de significância mais altos quando as regiões críticas são menores!

17 testes de hipótese hipóteses nunca podem ser provadas ou negadas em termos absolutos rejeição: “Ou a hipótese está errada, ou em nosso experimento observamos um resultado que é improvável sob esta hipótese e mais provável se outra hipótese for verdadeira; o nível de improbabilidade é indicado pelo nível de significância”

18 dificuldades O médico pode ter algum nível de acerto sem que consiga acertar sempre… por exemplo, em cada 3 grupos de 4 ele acerta 2 vezes P(sucesso)=2/3*2/3*2/3*2/3=16/81 P(falha)=65/81 em 65 de 81 experimentos, concluiríamos que ele diagnostica em 1/4 dos casos (adiv.) quando de fato diagnostica em 2/3!

19 testes de hipótese aceitação deve ser encarada como não-rejeição!
não existe evidência suficiente de que hipótese seja falsa! mais interessante seria poder estimar a probabilidade p de acerto do diagnóstico veremos depois em intervalos de confiança

20 algoritmos A e B - outra forma
Sob certas condições: (y - h)/s(n)1/2 tem uma distribuição t com l graus de liberdade y tem distribuição normal com média h s, com l graus de liberdade, é calculado a partir de observações normal e independentemente distribuídas

21 Distribuição de referência externa com base na distribuição t
Podemos comparar sequências de 10 observações disjuntas e considerar que as diferenças entre elas terão uma distribuição normal...

22 Diferenças hipótese: diferenças seguem distribuição normal com média 0
y1 y2 yA yB- yB 84,24 85,54 1,3 y2- variância das diferenças s2 = 0,36 desvio padrão s = 0,6 hipótese: diferenças seguem distribuição normal com média 0

23 hipótese nula Como todas as observações usaram o mesmo algoritmo A, podemos assumir que a média da população (y2-y1) é 0 Podemos calcular a variância da amostra: s2 = ((-0,43-0)2 + (0,43-0) (-0,17-0)2 ) / 10 = 0,36 e o desvio padrão s=0,6

24 hipótese nula No experimento com A e B, (yB-yA) = 1,3
Podemos usar a tabela da distribuição t com 10 graus de liberdade para interpolar e concluir que P(t>2,17)=0,028

25 problema: normalmente não temos uma massa de dados para formar uma distribuição de referência

26 Amostras Aleatórias É comum assumirmos que um conjunto de dados é uma amostra aletória da população conceitual de todas as observações possíveis. Ao testar a hipótese nula, estamos testando se o conjunto de observações (20 no caso) pode ser explicado como uma amostra aleatória de uma única população comum.

27 com amostras aleatórias...
os valores de y são distribuidos de forma independente em torno das médias: os erros y11- hA, y12- hA, ...,y21- hB, y22- hB, ..., variam independentemente. A distribuição da média y tem propriedades especiais: E(y) = h V(y) = s2/n

28 interpretação Suponha que uma urna contém um número muito grande de bilhetes brancos, cada um com um valor numérico (uma observação y) com média h e variância s2. aleatoriamente tiramos uma amostra de 10 bilhetes calculamos a média e escrevemos em um bilhete azul colocamos o bilhete azul em outra urna

29 interpretação Os bilhetes da urna azul terão uma distribuição com média h e variância s2/n. A distribuição original não precisa ser normal A nova distribuição será “mais aproximadamente” normal...

30 para amostras grandes y como estimador de h s2 como estimador de s2
s2 tem valor médio s2 e varia em torno desse valor com desvio padrão 1/n1/2

31 voltando ao exemplo Suponha que os dois conjuntos de 10 observações são amostras aleatórias vamos assumir que os algoritmos A e B dão origem a distribuições com o mesmo formato (e mesma variância***) e médias possivelmente diferentes ha e hb.

32 cálculos variâncias supondo a distribuição de y normal...
V(yA) = s2/nA V(yB) = s2/nB V(yB-yA) = s2/nA + s2/nB= s2(1/nA + 1/nB) supondo a distribuição de y normal... z = ((yB-yA) - (hB - hA))/s(1/nA + 1/nB)1/2 teria uma distribuição normal unitária mas não temos s!

33 referência externa Podemos usar a coleção de 210 observações, para a qual o desvio padrão é 2,88, como o valor do desvio padrão das populações amostradas z = 1,3 - (hB - hA)/1,29 para a hipótese nula: z = 1,3/1,29 = 1,01 P(z>1,01) (consultando a tabela!) = 0,156

34 o que mudou: aqui estamos usando a hipótese de amostragem aleatória para a distribuição das diferenças, mas ainda estamos dependendo da referência externa para calcular a variância!

35 amostra de uma população normal
Se a amostra é tirada de uma população com distribuição normal com média h e variância s2: A distribuição de y também é normal A variância da amostra, s2, tem uma distribuição chi-quadrada. A quantidade tem distribuição t com (n-1) graus de liberdade (n é o tamanho da amostra) (y - h) s(n)1/2

36 população normal importância do terceiro resultado:
O desvio (y - h) pode ser julgado em relação a uma estimativa do desvio padrão de y, s(n)1/2, obtida internamente da amostra

37 população com distribuição normal
considerando que as diferenças tenham distribuição normal V(yB-yA) = s2/nA + s2/nB= s2(1/nA + 1/nB) desvio padrão: s (1/nA + 1/nB)1/ 2 então (tínhamos que (y- h)/ s(n)1/2 seguia distribuição t) (yB-yA) - (0)/s(1/nA + 1/nB)1/ 2 segue distribuição t

38 Contas (yB-yA) = 1,3 s 2 =[Soma(yA-yA)2 + Soma(yB-yB)2]/ (nA+nB-2)=10,87 t = 1,3/1,47 = 0,88 P(t>0,88)= (interpolação!) 0,195

39 Randomização e Blocagem
precauções no projeto do experimento randomização garante validade de inferências blocagem elimina fontes de variação

40 exemplo de randomização
Jardineiro quer testar fertilizantes A e B para plantas de tomates… B é fertilizante novo Ele tem 11 lotes disponíveis, e resolve tratar 6 deles com B e 5 com A

41 Randomização

42 Randomização Algum método aleatório é usado para escolher a ordem em que os experimentos com A e B serão realizados Poderíamos comparar a diferença das médias com todas as diferenças obtidas por diferentes atribuições de 5 A e 6 B a essas colunas combinação de 11 5 a 5 (ou 6 a 6) = 462

43 distribuição randômica

44 distribuição das diferenças das médias
33% 1,69 não há razão para duvidar da hipótese nula!

45 Randomização Com amostras aleatórias de uma população com distribuição normal, poderíamos comparar a quantidade ((yB-yA) - (hB - hA))/s(1/nA + 1/nB)1/2 com a distribuição t com nA + nB - 2 graus de liberdade se randomizarmos o experimento, podemos usar a distribuição t como aproximação para a distribuição randomizada

46 Comparação em Pares: exemplo
experimento com materiais diferentes de solado 10 pessoas usando materiais diferentes em cada sapato

47 uso da diferença Usando a diferença de desgaste entre os 2 sapatos, eliminamos a variação entre 2 meninos

48 Experimento objetivo é saber se o material B, mais barato, resulta ou não em maior desgaste randomização: 10 lançamentos de moeda determinaram se o material B deveria ser usado no sapato direito ou esquerdo Ca Ca Co Ca Co Ca Ca Ca Co Ca 0,8 0,6 0,3 -0,1 1,1 -0,2 0,5 média: 0,41

49 distribuição de randomização
Sob a hipótese nula, de não haver diferença entre A e B, o fato de colocar no sapato esq. ou direito não faria diferença alguma nos resultados; apenas afetaria o sinal da diferença. Os 10 lançamentos de moedas poderiam dar 1024 resultados diferentes: m = (+/- 0,8 +/- 0, /- 0,3)/10

50 randomização - resultados
Apenas 3 das possíveis somas dão valores maiores que 0,41. 4 dão exatamente 0,41 considerando metade dos empates: 5/1024=0,005 (0,5%) aumento de desgaste é altamente significativo estatisticamente!

51 usando a distribuição t
(d - h)/sd/(n)1/2 tem distribuição t com (n-1) graus de liberdade d = 0,41 sd2 = Soma(d-d)2/((n-1) = 0,149 sd = 0,386 sd/(n)1/2 =0,386/(10)1/2 =0,122 (d - h)/sd/(n)1/2 = (0,41-0)/0,122 = 3,4 Pr(t>3,4) com 9 graus de 0,004 compatível com resultado anterior!

52 outros exemplos de pares
Comparação da percepção visual de objetos aparecendo à esquerda e à direita. comparação de tempos de comunicação com diferentes mecanismos uso de diversos programas, cada um com os dois mecanismos se não há como controlar a carga externa poderíamos executar os algoritmos A e B simultaneamente, e considerar os pares