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1 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 1 Seminário: Disciplina: Probabilidade e Inferência Professor: Dr. Luis Cláudius Coradine Flávio,Genildo, Mozart e Petrúcio

2 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 2 Intuitivamente ou não, todas as pessoas conhecem e utilizam de alguma forma estatística. Necessidades de uso... Uma empresa adquiriu 100.000 rebites. Qual a proporção de rebites defeituosos?

3 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 3 Função de distribuição de Probabilidade Parâmetros Populacionais Média = μ Desvio padrão = σ Variância σ² Proporção de determinado evento = P Distribuição Amostral Estatísticas (variável aleatória) PopulaçãoAmostra estimar A inferência estatística consiste em generalizar para a população aquilo que se observou na amostra com o objetivo de tirar conclusões.

4 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 4

5 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 5 As estimativas de parâmetros populacionais são realizadas a partir dos resultados (dados) de uma variável aleatória de uma amostra representativa extraída dessa população. As estimativas das amostras dependem dos valores amostrados, sendo necessário conhecer a distribuição de Probabilidade da amostra. A partir da distribuição de probabilidade do parâmetro, tem-se condições de avaliar o grau de incerteza das inferências realizadas a partir de amostras aleatórias. Dada uma amostra aleatória (X1,X2,...Xn), estimador ou estatística é qualquer variável aleatória função dos elementos amostras. Estimativa  valor numérico de um estimador.

6 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 6 Estimativas Pontuais Seja a variável aleatória X, com distribuição de probabilidade f(x), e seja que os valores dos parâmetros populacionais da média μ e da variância σ² são desconhecidos. Se a amostra representativa da variável aleatória X é extraída da população, a média Х¯ e a variância S² dessa amostra podem ser usadas como estimadores pontuais dos parâmetros populacionais μ e σ².

7 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 7 Critérios e Características de um Estimador  Teorema 1  A média da distribuição amostral das médias, denotada por µ (x), é igual à média populacional µ. Isto é:

8 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 8 Critérios e Características de um Estimador  Teorema 2  Se a população é infinita, ou se a amostragem é com reposição, então a variância da distribuição amostral das médias, denotada por  2(x), é dada por:

9 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 9 Critérios e Características de um Estimador  Teorema 3  Se a população é finita, ou se a amostragem é sem reposição, então a variância da distribuição amostral das médias, denotada por  2(x), é dada por:

10 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 10 Critérios e Características de um Estimador  Teorema do Limite Central  Se a população tem ou não distribuição normal com média µ e média  2, então a distribuição das amostras será normalmente distribuída.

11 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 11 Distribuição Amostral da Média Uma distribuição amostral das médias indica a probabilidade de ocorrência de uma média amostral. As médias tendem a agrupar-se em torno da média populacional.

12 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 12 Distribuição Amostral da Média A média das médias amostrais é igual a média populacional E [ Х¯] = μ O desvio padrão da distribuição amostral das médias será dado por: σx = σ / Raiz(n)

13 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 13 Estimativas através de Intervalo de Confiança  Consiste em gerar um intervalo, centrado na estimativa pontual, no qual se admite que esteja o parâmetro populacional.  Quanto maior a amplitude do intervalo, maior a confiança (probabilidade) de estimar corretamente o verdadeiro parâmetro populacional.

14 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 14 Estimativas através de Intervalo de Confiança Existe uma probabilidade (1 – α) de que o parâmetro populacional esteja contido no intervalo P { L ≤ μ ≤ U} = 95% Para diversas amostras aleatórias, 95% desses intervalos iriam incluir o verdadeiro valor da média populacional. P { L ≤ μ } = (1 – α) P { μ ≤ U } = (1 – α)

15 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 15 Critérios para Estimativas  Seja X uma variável aleatória cuja distribuição dependa do paramento ө;  Seja x1,...,xn uma amostra aleatória de X  Seja ө^ uma função da amostra  Diz-se que ө^ é uma estimativa não tendenciosa de ө se: E (ө^) = ө^, para todo ө.

16 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 16 Critérios para Estimativas  Seja ө uma estimativa não tendenciosa de ө. Diremos que ө^ é uma estimativa não tendenciosa, de variância mínima de ө, se todas as estimativas de ө*, tais que E (ө*) = 0, tivermos V(ө^) ≤ V (ө*) pata todo ө.  A variância de uma variável aleatória mede a variabilidade da variável aleatória em torno do seu valor esperado.

17 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 17 Critérios para Estimativas  Seja ө uma estimativa do parâmetro ө. Diremos que ө^ é uma estimativa coerente de ө,se: Lim. Prob. | ө^ - ө | > e = 0; e > 0 Lim. Prob. | ө^ - ө | ≤ e = 1; e > 0  A medida que o tamanho da amostra n aumenta, a estimativa converge para ө.

18 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 18 Critérios para Estimativas  Seja x1,x2,...,xn uma mostra de X; ө uma função de (x1,x2,...xn).  Diz-se que ө é a melhor estimativa não tendenciosa linear de ө, se: a) E (ө^) = 0; b) ө^ = ∑ aixi, ө é uma função linear da amostra c) V(ө^) ≤ V (ө*), onde ө é qualquer outra estimativa de ө que satisfaça (a) e (b).

19 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 19 Seja X uma variável aleatória qualquer que siga a distribuição Normal X  N( ,  ) e seja x p..., x n uma amostra aleatória desse processo. A partir do teorema do limite central, sabe-se que a distribuição da média segue a distribuição normal Mais ainda, para n suficientemente grande este resultado é válido mesmo que a distribuição de origem não seja Normal Seja que uma variável aleatória X tenha média desconhecida e variância conhecida. E seja que amostra dessa população apresentem média igual a Intervalo de confiança para média, variância conhecida

20 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 20 De acordo com t de Student

21 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 21 Intervalo de confiança para média desconhecida e variância conhecida LIMITE INFERIOR LIMITE SUPERIOR

22 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 22

23 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 23 Erro de Estimação

24 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 24 Erro de Estimação

25 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 25

26 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 26 Intervalo de confiança para média, variância desconhecida

27 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 27 (Somar Valores da amostra) / (nº de amostras) Desvio Padrão T Student 5% (20-1)

28 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 28 Intervalo de confiança para variância

29 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 29 Qui-quadrado Variância

30 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 30 Intervalo de confiança para o parâmetro da Binomial

31 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 31

32 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 32

33 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 33 Introdução a regra de Bayes  Apesar da distribuição a posteriori de um parâmetro θ conter toda a informação probabilística a respeito deste parâmetro algumas vezes é necessário resumir a informação contida na posteriori através de alguns valores numéricos;  Em Bayes, um problema de decisão fica completamente especificado pela descrição dos seguintes espaços: Espaço do parâmetro ou estados da natureza Θ; Espaço dos resultados possíveis de um experimento Ω; Espaço de possíveis ações Α; Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

34 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 34 Introdução a regra de Bayes  Uma regra de decisão δ é uma função definida em Ω que assume valores em Α;  Regra de decisão: δ: Ω → A  A cada δ e a cada possível parâmetro θ podemos associar uma perda: L(δ, θ) Obs.: Assumindo valores positivos. Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

35 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 35 Risco de Bayes  É a perda esperada a posteriori;  O risco de L(δ, θ) é dado por:  Regra de decisão δ* é ótima se tem risco mínimo: R(δ*) < R(δ) Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

36 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 36 Exemplo Um laboratório farmacêutico deve decidir pelo lançamento ou não de uma nova droga no mercado. Supondo que foi possível construir a seguinte tabela de perdas levando em conta a eficiência da droga: Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

37 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 37 Solução  Parâmetro θ está associado aos estados: “droga é eficiente” (θ 1 = 1); “droga não é eficiente” (θ 2 = 0);  E a regra de decisão δ está associado as ações: “lança a droga” (δ 1 = 1); “ não lança a droga” (δ 2 = 0); Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

38 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 38 Solução  Supondo π uma incerteza para P(θ = 1): 0 < π < 1;  Para δ fixo, L(δ, θ) terá dois valores: π e 1 - π;  Usando a definição de risco para δ = δ 1 = 1: R(δ 1 ) = E(L(1, θ)) = π (-500) + (1 - π) 600 = -1100π + 600  Usando a definição de risco para δ = δ 2 = 0: R(δ 2 ) = E(L(0, θ)) = π (1500) + (1 - π) 100 = 1400π + 100 Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

39 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 39 Solução  Dado o valor de π é possível informar se será lançado a droga;  É possível verificar que as duas ações levarão ao mesmo risco:  Além disso: π < 0.2, R(δ = 0) < R(δ = 1) e a regra de Bayes consiste em não lançar a droga; π > 0.2, R(δ = 1) < R(δ = 0) e a regra de Bayes consiste em lançar a droga; Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

40 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 40 Inferência Bayesiana  Criada por Bayes em 1763;  Enfoques: Inferência estatística que exige a adoção de princípios teóricos muito bem especificados; Teoria freqüentista (ou clássica);  Crítica: Possibilidade de replicar dados na teoria freqüentista;  Contribuições (evoluções): Bernoulli, 1713; Laplace, 1812; Jeffreys, 1939; Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

41 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 41 Inferência Bayesiana  Supor uma amostra observada (x 1, x 2,..., x n ) de uma população normal N(μ, δ 2 );  Fazer inferências baseados nas n observações;  Como? Selecionar estimadores (utilizando-se de algum procedimento); Obs.: Ser função do vetor de observações: x = (x 1, x 2,..., x n )’ Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

42 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 42 Inferência Bayesiana  Admitir que os parâmetros μ e δ 2 podem ser descritos por distribuição de probabilidade p(μ, δ 2 );  Teremos: θ = (μ, δ 2 )’  Na teoria bayesiana, μ é fixo; Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

43 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 43 Inferência Bayesiana  Se temos um θ, ou seja, temos alguma informação anterior;  Então teremos uma distribuição de probabilidade, ou distribuição a priori de θ, p(θ);  Seja θ = {θ 1, θ 2,..., θ r };  Onde: P(θ= θ i ) = p(θ 1 ), i = 1, 2,..., r;  Chamando de y a nova informação;  Pelo teorema de Bayes, teremos: Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

44 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 44 Exemplo Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos;

45 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 45 Solução Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos; Calculando as probabilidade conjuntas (p(θ)p(y|θ) = p(y,θ)), teremos: a)p(y 1,θ 1 ) = 6/15 e p(y 1,θ 2 ) = 2/15; b)p(y 2,θ 1 ) = 3/15 e p(y 2,θ 2 ) = 4/15; Lembrando que do teorema de Bayes teremos a posteriori de θ 1 e θ 2 :

46 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 46 Solução Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Exemplos; Para y 1 (y>0), teremos: p(y 1 ) = 6/15 + 2/15 = 8/15; Para y 2 (y<0), teremos: p(y 2 ) = 3/15 + 4/15 = 7/15; Dessa forma para rendimentos positivos (y>0), teremos: e Dessa forma análoga para rendimentos negativos (y<0), teremos: e Resultados e inferências para “mercado em alta” (θ 1 ) e “mercado em baixa” (θ 2 ) a partir da probabilidade posteriori (modelo estático):

47 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 47 Estimadores de Bayes Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Estimadores de Bayes;  Tendo uma amostra aleatória x 1, x 2,..., x n de p(x|θ), onde θ é desconhecido;  Se θ Є Θ, então: estimador δ(x) Є Θ;  Erro: δ(x) – θ  Para cada θ existirá uma possível estimativa α Є Θ;  Perda: L(α, θ); Obs.: Quanto maior a distância entre α e θ maior a perda.  Perda esperada posteriori:  A partir de agora: Escolher a estimativa que minimiza esta perda esperada;

48 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 48 Estimadores de Bayes Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Estimadores de Bayes;  Função perda quadrática: L(α, θ) = (α - θ) 2 ;  Em alguns casos o estimador de Bayes para o parâmetro θ será a média de sua distribuição atualizada, exemplo: Suponha que queremos estimar a proporção θ de itens defeituosos em um grande lote. Para isto será tomada uma amostra aleatória x 1,..., x n de uma distribuição de Bernoulli com parâmetro θ. Usando uma priori conjugada Beta(α, β) sabemos que após observar a amostra a distribuição a posteriori é Beta(α + t, β + n - t), onde: A média desta distribuição Beta é dada por: (α + t)/(α + β + n) Portanto o estimador de Bayes de θ usando perda quadrática é:

49 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 49 Estimadores de Bayes Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Estimadores de Bayes;  A função de perda absoluta: L(α, θ) = |α – θ|  Introduz punições que crescem linearmente com o erro de estimação;  Pode-se mostrar que o estimador de Bayes associado é a mediana da distribuição atualizada de θ.

50 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 50 Estimadores de Bayes Regra de Bayes; Risco de Bayes; Inferência Bayesiana; Estimadores de Bayes;  Para reduzir ainda mais o efeito de erros de estimação grandes:  Associa uma perda fixa a um erro cometido, não importando sua magnitude.

51 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 51

52 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 52 É um método estatístico popular usado para calcular o melhor caminho para ajustamento do modelo matemático de alguns dados. Modelar Dados Reais pelo Maximum Likelihood Gerar parâmetros do modelo para prover uma ótima ajustagem.

53 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 53 Pioneiro  R. A. Fisher  (Geneticista e Estatístico)  Período:1912 e 1922 Pioneiros; Conceitos; Filtragem adaptativa; Filtro de Wiener; Algoritmo adaptativo;

54 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 54 Modelos Lineares e Generalização de Modelos Lineares; Modelagem de Equações Estruturais Psychometrics and econometrics; Detecção de Eletromagnetismo ou Acústica por time-delay of arrival (TDOA); Muitas situações no contexto de Teste de Hipótese etc. Introdução; Áreas Utilização Filtragem adaptativa; Filtro de Wiener; Algoritmo adaptativo;

55 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 55 EXEMPLO:

56 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 56 Interesse na altura de uma população; Possuímos uma amostra de um número desta população (Ñ totalidade); Anotamos os dados; Dizemos que eles são normalmente distribuídos (desconhecidos: mean e variância); A amostra mean é a máxima estimativa do Likelihood do mean desta população; A variância é a mais próxima para a estimação do Likelihood da variância desta população.

57 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 57 Considere uma familia D θ de distribuição de probabilidade parametrizada por um parâmetro θ desconhecido associado a uma função densidade de probabilidade, denotada como f θ. Se temos um conjunto de n valores desta distribuição, e usando f θ nós podemos computar a densidade de probabilidade desta multivariável associado aos dados observados. Como a função de θ com x 1,..., x n fixos, este é o likelihood function. O método do maximum likelihood estima θ encontrando o valor de θ que maximiza. Assim a estimação maximum likelihood(MLE) de θ:

58 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 58 Obs: É importante considerar que os dados da distribuição sejam independentes e identicamente distribuídos com parâmetros desconhecidos, Isto simplifica consideravelmente o problema, pois o likelihood pode ser escrito como um produto de n densidades de probabilidade univariáveis. E a monotonia do logaritmo não afeta as transformações. Chegamos a expressão:

59 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 59 BIAS O bias da estimativa maximum-likelihood pode ser um número próximo ao resultado real. Considere um caso onde n tickets são enumerados de 1 ate n e são colocados em uma caixa. Um deles é escolhido por sorteio. Se n é desconhecido, então a estimativa maximum-likelihood de n é o valor descrito no ticket, mesmo conhecendo que a expectativa é apenas (n+1)/2. Em estimativas o número máximo n, será certamente maior ou igual ao número de tickets escolhidos.

60 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 60 Asymptotics Quando as medidas de conjunto de elementos apresentam-se de forma identicamente independente, podemos por exemplo adquirir elementos repetitivos ou adquiridos ao acaso. Neste caso é interessante se obter o comportamento daquele conjunto de estimativas a medida que se aproximam do infinito.

61 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 61 O MLE possui muitas caracteristicas que podem ser interpretadas para representar o que é "asymptotically optimal". Estas características incluem: The MLE é asymptotically unbiased,(imparcial) i.e., seu bias tende a zero com o número de amostras tendendo ao infinito.bias The MLE é asymptotically efficient, (eficiente)i.e., ele completa o Cramér-Rao lower bound quando o número de amostras tende ao infinito. Significa que este método possui menor erro mean squared ao MLE. Cramér-Rao lower bound O MLE is asymptotically normal. Com o número de amostras crescentes, a distribuição do MLE tende para distribuião Gaussiana com mean θ e a matriz de covariância igual ao inverso da matrix de informação de Fisher.

62 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 62 Pioneiro  Harald Cramér e  Calyampudi Radhakrishna Rao Pioneiros; Conceitos; Filtragem adaptativa; Filtro de Wiener; Algoritmo adaptativo;

63 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 63 Na sua forma mais simples, a variância para qualquer estimativa imparcial é pelo menos tão elevado quanto o inverso da informação Fisher. Uma estimativa impessoal que completa com êxito o lower bound é chamada eficiente. Desta maneira a solução conclui o mais baixo erro mean squared entre todos os métodos imparciais e é consequentemente a mínima variância imparcial. O Cramér–Rao bound possui 3 casos gerais. Um caso em que o parâmetro é escalar e sua estimativa é impessoal. Caso multivariado e caso geral escalar. Todos os casos possuem regularidades em suas condições que mantém comportamento bem distribuído.

64 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 64 Suponha θ sendo um parâmetro determinístico desconhecido que será mensurado e estimado ao valor de x, distribuído de acordo com algumas funções de densidade de probavilidade f(x;θ). A variancia de qualquer estimativa imparcial de θ é então “saltado” pelo inverso da informação de Fisher I(θ): Onde a informação de Fisher I(θ) é definida por: E é o logarítmo natural da função likelihood e denota o valor esperado.

65 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 65 A eficiencia é uma estimativa imparcial que mensura o quao próximo esta variância da estimativa se aproxima deste lower bound; a eficiencia estimativa é definida como: No mínimo possivel de variância para uma estimativa imparcial dividida por sua atual variância. O Cramér–Rao lower bound deste modo nos dá:

66 Clique para editar o estilo do título mestre Clique para editar o estilo do subtítulo mestre 66 Devore, J. L. Probabilidade Estatística para Engenharia e Ciências, Ed. Thomson, 6ª edição, 2006 Freud J.E. & Simon G.A., Estatística Aplicada economia administração e contabilidade, Ed. Bookman, 9ª edição, 2000 Meyer P.L, Probabilidade aplicações a Estatística, 2ª edição, Ed. LTC. Papoulis A. & Pillai S.U; Probability, Random Variables and Stochastic Processes, Ed. Mc Graw Hill Bussab W.O. & Morettin P.A.; Estatística Básica; 5ª edição, ed. Saraiva, 2004 REFERÊNCIAS