Questões INMETRO 2010 para Analista - Estatística

Q106606

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106606 Estatística

Para avaliar se um modelo de bola suporta a pressão especificada pelo fabricante realizou-se um ensaio, por meio de uma amostra aleatória simples de dez bolas: apenas oito bolas suportaram a pressão especificada. Considerando que p seja a probabilidade de uma bola suportar a pressão especificada, que o teste de hipóteses p = 0,5 versus H1: p ≠ 0,5 tenha sido feito para avaliar se a informação constante na embalagem corresponde à pressão especificada pelo fabricante, e a distribuição binomial, então o P-valor exato desse teste será igual a

A

112 × 0,5¹⁰

B

56 × 0,5¹⁰

C

45 × 0,5¹⁰

D

22 × 0,5¹⁰

E

11 × 0,5¹⁰

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Q106607

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106607 Estatística

Considere que X siga a distribuição binomial com parâmetros n = 15 e p= 0,25, em que n seja o total de ensaios e p seja a probabilidade de sucesso. Nessa situação, no software Microsoft Excel, a probabilidade P( X = 5 ) será obtida diretamente pela função

A

DISTRBINOM(5;15;0,25;VERDADEIRO).

B

DISTRBINOM(15;5;0,25;VERDADEIRO).

C

DISTRBINOM(5;15;0,25;FALSO).

D

DISTRBINOM(15;5;0,25;FALSO).

E

DISTRBINOM(0,25;15;5;VERDADEIRO).

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Q106608

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106608 Programação

Assinale a opção correspondente ao comando que permite simular, via software R, 100 realizações de uma distribuição normal padrão.

A

Do i =1 to 100;x=rannor(0);output;end;run;

B

Faça i =1 até 100;x=normal(0,1);fim;

C

Do i =1 to 100;x=rannor(0);end;run;

D

Do i =1 ->100;x<-normal();end;

E

X <- rnorm(100)

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Q106609

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106609 Estatística

Texto associado

Considere que diferentes planos amostrais possam ser sugeridos para levantar informações acerca do sobrepeso de caminhões e que o efeito do planejamento amostral (EPA) seja uma medida que permita avaliar se um plano amostral é mais eficiente que outro. Considere, ainda, que N representa o tamanho da população de caminhões e n representa o tamanho da amostra. Nessa situação, o EPA referente à comparação de uma amostragem aleatória simples, sem reposição, com uma amostragem aleatória simples,com reposição, será igual a

A

^N/_N-1

B

^N-n/_N-1

C

^N-1/_√N-n

D

^N-1/_N

E

1 - ⁿ/_N

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Q106610

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106610 Estatística

Texto associado

Considere que uma amostra aleatória simples, sem reposição, seja efetuada — estabelecendo-se a condição de erro relativo de 10% para 95% de confiança —, que o coeficiente de variação da distribuição da variável de interesse seja igual a 30% e que o tamanho da população de caminhões seja N= 10.000. Nesse caso, é correto afirmar que o tamanho mínimo da amostra será um valor

A

inferior a 10.

B

entre 11 e 20.

C

entre 21 e 30.

D

entre 31 e 40.

E

superior a 41.

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Q106611

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106611 Estatística

Texto associado

Considere que em uma amostragem aleatória estratificada o parâmetro de interesse seja a proporção p de caminhões com sobrepeso e que tanto a proporção p como os custos da amostragem independem do estrato em que a amostragem seja feita. Considere, ainda, que A, B e C representam os tamanhos mínimos das amostras para os levantamentos por, respectivamente, amostragem aleatória simples, amostragem estratificada com alocação proporcional e amostragem estratificada com alocação ótima de Neyman. Com base nessas informações, assinale a opção correspondente à relação entre A, B e C.

A

A = B = C

B

A > B > C

C

B < A < C

D

B > A > C

E

A < B < C

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Q106612

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106612 Estatística

Texto associado

Um levantamento estatístico foi efetuado para avaliar o tipo de caminhão que tende a transportar volumes de carga acima do permitido. Se há cinco tipos de caminhões e se a amostra inicial para populações infinitas for de ⁿ Imagem 084.jpg

= 400 caminhões, então, nesse caso, o tamanho total da amostra desse estudo será igual a

A

80 caminhões.

B

300 caminhões.

C

400 caminhões.

D

1.600 caminhões.

E

2.000 caminhões.

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Q106613

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106613 Estatística

A respeito das amostragens sistemática, estratificada e por conglomerados, assinale a opção correta.

A

Se os dados que constituem a variável de interesse possuem ordenação natural, então a amostragem sistemática será mais eficiente que a amostragem estratificada.

B

Se os dados que constituem a variável de interesse possuem ordenação natural, então a amostragem sistemática será menos eficiente que a amostragem estratificada.

C

Se os dados que constituem a variável de interesse possuem ordenação natural, então a amostragem sistemática gerará estratos heterogêneos e conglomerados homogêneos.

D

Se os dados que constituem a variável de interesse não possuem ordenação natural, então a amostragem sistemática será mais eficiente que a amostragem estratificada, desde que ρ_wst > 0 correlação dentro do estrato.

E

Se os dados que constituem a variável de interesse não possuem ordenação natural, então sempre serão gerados conglomerados heterogêneos.

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Q106614

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106614 Estatística

Assinale a opção correspondente a processo estacionário, com base nos modelos de Box e Jenkins e no princípio da parcimônia.

A

AR, ARIMA ou ARMA

B

MA, ARIMA ou ARMA

C

SARIMA ou ARIMA

D

AR ou IMA

E

AR, MA ou ARMA

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Q106615

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106615 Estatística

Considere os processos de médias móveis (moving average) W_t ~ MA(q₁) e Z_t ~ MA(q₂) em que q₁ e q₂ representam as ordens desses processos e W_t e Z_t são independentes. Então, nesse caso, o processo S_t = W_t+ Z_t será um processo de médias móveis de ordem igual a

A

min {q₁, q₂}

B

q₁

C

q₁ + q₂

D

Max { q₁,q₂}

E

q₂

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Q106616

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106616 Estatística

Considere uma série temporal {Z_t}, com tendência linear, dada por Z_t = β₀ + β₁t + ε₁ em que β₀ e β₁ são os coeficientes do modelo, t representa o tempo e ε_t é um erro que segue um processo AR(p). Nesse caso, sob o princípio da parcimônia, o modelo de Box e Jenkins equivalente para esse processo será o

A

ARIMA(0, 1, p).

B

ARIMA(p, 1, 0).

C

ARIMA(1, 1, p).

D

ARIMA(p, 1, 1).

E

ARIMA(p, 2, 0).

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Q106617

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106617 Estatística

Texto associado

Considerando-se o texto acima e que o processo seja corretamente identificado como Φ*(B)b_t=θ*(B)a_1, em que a_t é um ruído branco, é correto afirmar que o modelo correto para a série temporal {W_t} será

A

θ(B)θ*(B)W_t = Φ(B)Φ*(B)a_t

B

Φ(B)θ(B)Wt = Φ*(B)*θ*(B)a_t

C

Φ(B)Φ*(B)W_t = θ(B)θ*(B)a_t

D

Φ(B)θ*(B)W_t = θ(B)θ*(B)a_t

E

θ(B)Φ*(B)W_t = Φ(B)θ*(B)a_t

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Q106618

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106618 Estatística

Texto associado

Considerando-se o texto, que a série W_t= ∇Z_tseja erroneamente ajustada como um modelo AR(2) e que a série residual {b_t} siga um modelo MA(1), é correto afirmar que o modelo corrigido para a série {Z_t} será

A

SARIMA(0, 1, 1) × (2, 1, 0)₁₂

B

ARIMA(2, 1, 1).

C

ARIMA(2, 0, 1).

D

ARIMA(1, 1, 2).

E

ARIMA(1, 0, 2).

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Q106619

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106619 Estatística

Considerando-se que {Z_t} seja uma série temporal, B um operador de atraso e a_t um choque aleatório, é correto afirmar que o modelo SARIMA (0, 1, 1) × (0, 1, 1)₁₂ será representado por

A

∇∇₁₂ Z_t = (1 - ΘB¹²)a_t

B

∇₁₂ Z_t= (1 - θB)a_t

C

∇₁₂Z_t = (1 - Θ)B¹²)a_t

D

∇Z_t = (1 - ΘB¹²)a_t

E

∇∇₁₂a_t = (1-θB) (1 - Θ¹²)Z_t

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Q106620

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106620 Estatística

Com o objetivo de desenvolver corpos de provas, um pesquisador testa ligas metálicas compostas de 5 metais (fatores) avaliados em 2 níveis. A resposta do teste é a diferença observada nos comprimentos da peça submetida às temperaturas de 20 ºC e 60 ºC. As duas medidas, em temperaturas diferentes, são consideradas como o único experimento e não há confundimentos. Nessa situação, o número mínimo de experimentos a serem realizados no teste das combinações de ligas metálicas é igual a

A

7.

B

10.

C

16.

D

25.

E

32.

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Q106621

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106621 Estatística

Texto associado

A tabela acima apresenta parte da análise de variância associada a experimento fatorial com 2 níveis e com interação entre os fatores, representada por A:B. Nesse caso, o valor da estatística F associada à interação entre os dois fatores é igual a

A

0,57.

B

0,75.

C

0,80.

D

1,00.

E

5,00.

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Q106622

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106622 Estatística

Um pesquisador realizou experimento com um fator em três níveis e, com o objetivo de testar a igualdade das médias entre esses níveis, construiu os intervalos de 90% de confiança para as diferenças entre médias Imagem 121.jpg

. A partir desse teste, ele observou que nenhum desses intervalos continha o valor zero, mas que, no entanto, para que as inferências acerca da igualdade dessas médias possam ser realizadas, com base em comparações múltiplas, será necessário efetuar correções. Nesse caso, é correto afirmar que o nível de confiança real e os percentis que definem os limites dos intervalos com a correção de Bonferroni serão, respectivamente,

A

81,0% e [0,83%; 99,17%].

B

72,9% e [1,67%; 98,33%].

C

81,0% e [1,67%; 98,33%].

D

72,9% e [0,83%; 99,17%].

E

81,0% e [2,50%; 97,50%].

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Q106623

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106623 Estatística

Em um planejamento balanceado, a soma de quadrados totais (SQT) pode ser decomposta por meio de SQT = SQTr + SQR, em que SQTr é a soma de quadrados do tratamento e SQR é a soma de quadrados dos resíduos. O modelo é ajustado com base em dois fatores (A e B) e na interação AB; a soma de quadrados do tratamento pode ser decomposta nas somas de quadrados para cada um desses fatores, isto é, SQTr = SQ_A +SQ_B +SQ_AB. Em virtude da situação apresentada, em um planejamento com blocos incompletos é correto afirmar que

A

A SQT = SQTr + SQR e SQTr = SQ_A + SQ_B são, ambas, relações válidas, caso não haja interação.

B

SQT = SQTr + SQR e SQTr = SQ_A + SQ_B + SQ_AB são, ambas, relações válidas.

C

SQT = SQTr + SQR e SQTr = SQ_A + SQ_B + SQ_AB são, ambas, relações não válidas.

D

SQT = SQTr + SQR é uma relação válida, mas não é válida a relação SQTr = SQ_A + SQ_B + SQ_AB.

E

SQTr = SQ_A + SQ_B+ SQ_AB é uma relação válida, mas não é válida a relação SQT = SQTr + SQR.

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Q106624

Ano: 2010 Banca: CESPE / CEBRASPE Órgão: INMETRO Prova: CESPE / CEBRASPE - 2010 - INMETRO - Analista - Estatística |

Q106624 Estatística

Considere o modelo de efeitos mistos Y_ijk = μ+ α_i + β_j + ε_ijk , em que μseja uma constante,αi represente o efeito fixo sujeito à condição ∑α_i = 0 e os efeitos aleatórios β_j,j = 1,2,...,n sejam independentes e identicamente distribuídos com N(0, σ²), σ² > 0. Nessa situação, as covariâncias entre as respostas para os diferentes níveis dos fatores serão

A

cov(Y_ijk; Y_i'jk) = 0, cov(Y_ijk; Y_ij'k) ≠ 0, cov(Y_ijk; Y_ijk') = 0, i ≠ i', j ≠ j', k ≠ k'.

B

cov(Y_ijk; Y_i'jk) ≠ 0, cov(Y_ijk; Y_ij'k) ≠ 0, cov(Y_ijk; Y_ijk') ≠ 0, i ≠ i', j ≠ j', k ≠ k'

C

cov(Y_ijk; Y_i'jk) = 0, cov(Yijk; Yij'k) = 0, cov(Y_ijk; Y_ijk') = 0, i ≠ i', j ≠ j', k ≠ k'

D

cov(Y_ijk; Y_i'jk) ≠ 0, cov(Y_ijk; Y_ij'k) = 0, cov(Y_ijk; Y_ijk') = 0, i ≠ i', j ≠ j', k ≠ k'.

E

cov(Y_ijk; Y_i'jk) ≠ 0, cov(Y_ijk; Y_ij'k) = 0, cov(Y_ijk; Y_ijk') ≠ 0, i ≠ i', j ≠ j', k ≠ k'.

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Questões de Concurso Público INMETRO 2010 para Analista - Estatística

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