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Attaching package: ‘car’
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recode
The following object is masked from ‘package:purrr’:
some
Loading required package: sandwich
Warning: package ‘sandwich’ was built under R version 4.4.3Registered S3 method overwritten by 'htmlwidgets':
method from
print.htmlwidget tools:rstudio
Registered S3 method overwritten by 'data.table':
method from
print.data.table
Ejemplo Visual del proceso de prueba de hipótesis
(Ho vrs. Ha), con la prueba de T
Prueba de Hipótesis
Ya hemos visto que si comparamos pares de muestras que salen de la
misma población, lo más probable (e.g., P > 0.95) es encontrar
valores de T entre los cuantiles 2.5% y 97.5% de la distribución de
T.

Ahora, si comparamos dos grupos (i.e., n1=100 y
n2=100). El primer grupo, proveniente de N1, y el
otro, proveniente de otra población (N2) que por marco teórico,
esperamos tenga un promedio mayor que el de la N1 (i.e.,
N1 < N2). Entonces esperamos
que t < 0.
n1
n1= 100
prom1 = 138.82
sd1 = 14.69
n2
n2 = 100
prom2 = 143.17
sd2 = 13.02

##### t test
t <- (prom1- prom2 ) / sqrt( ((sd1^2)/n1 ) + ((sd2^2)/n2 ) )
t
[1] -2.212543
Lo que queremos saber es qué tanta es la diferencia en esa dirección.
Es decir, qué tan pequeña es el P.value.
Si logramos rechazar Ho. Entonces, cuál es la
alternativa (Ha)?
Ha = Ŷ1 < Ŷ2
La prueba de T que necesitamos es con el umbral del error
Tipo-1 hacia el extremo de T < 0 (Prueba de una
cola) para verificar cuál es la probabilidad de que el
μN1 sea menor que el de
μN2 (i.e.,
Ŷ1<Ŷ2).


En verde vemos el valor de t =-1.65 equivalente a
una P=0.05. Evidentemente, el valor de t
=-2.21, en rojo, nos muestra que la
Pμ1<μ2=0.01 (1%). Es decir, ese es el
error al decir que
μ1<μ2.]
---
title: "T.test_Ha"
output: 
  html_notebook: 
    toc: false
    toc_float: true
    code_folding: show
    fig_height: 6
date: "`r Sys.Date()`"
---  

```{r echo=FALSE}
library(tidyverse)
library(RcmdrMisc)
```

**Ejemplo Visual del proceso de prueba de hipótesis (*Ho* vrs. *Ha*), con la prueba de T**

```{r setup, include=FALSE, echo=FALSE}
library(flexdashboard)
knitr::opts_chunk$set(
  echo = FALSE,
	message = FALSE,
  warning = FALSE,
	include = TRUE
)
``` 


```{r echo=FALSE, show=FALSE}
μ1= 138.6; σ1= 12.6
```

 
```{r echo=FALSE}
n1= 100
ns1= 10000                  # Simulando 10,000 muestras
mean1 <- numeric(ns1)     # Vector de medias de cada muestra
sd1 <- numeric(ns1)       # Vector para las de de c/muestra
#############################################################  
n2= 100
ns2= 10000                     # Simulando 10,000 muestras
mean2 <- numeric(ns2)     # Vector de medias de cada muestra
sd2 <- numeric(ns2)       # Vector para las de de c/muestra
ee2 <- numeric(ns2)       # Vector para los errores típicos
### Simulando los muestreos aleatorios ############

for (i in 1:ns1) {
  x1 <- rnorm(n=n1, mean=μ1, sd= σ1)  # muestra aleatoria de tamaño (n)
  mean1[i] <- mean(x1)
  sd1[i] <- sd(x1)
  }  
##################  
set.seed(1436)
for (i in 1:ns2) {
  x2 <- rnorm(n=n2, mean=μ1, sd= σ1)  # muestra aleatoria de tamaño (n)
  mean2[i] <- mean(x2)
  sd2[i] <- sd(x2)
  ee2[i] <- sd(x2)/sqrt(n2)
    }
```  


```{r echo=FALSE, include=FALSE}
a <- data.frame( cbind("pair"= c(1:10000), mean1,sd1,mean2,sd2
                       #,ee2
                       ) )        # 100 muestras de c/N con sus IC.95% para mu
a$t <- ( mean1- mean2 )/ sqrt(((sd1^2)/n1) +  ((sd2^2)/n2))  # Prueba de t para cada par de muestras
head(a)
```  

```{r echo=FALSE, include=FALSE}
plot(a$t, type="n", ylab = "t values", ylim=c( min(a$t),max(a$t)))
points(a$t, pch=21, cex=0.5, col= "purple")
#points( a$mean1, col="purple")
#points(a$mean2, pch=20, cex=0.5) 
abline(h= mean(a$t), lwd= 3, col="red", lty= "dashed")
abline(h= c( qt(p=0.025,df=98), qt(p=0.975,df=98) ) , lwd= 2, col="black", lty= "dashed" )
#abline(h= mean(a$mean2), lwd= 3, col="orange", lty= "dashed")
``` 
## Prueba de Hipótesis

Ya hemos visto que si comparamos pares de muestras que salen de la misma población, lo más probable (e.g., P > 0.95) es encontrar valores de T entre los cuantiles 2.5% y 97.5% de la distribución de T.

```{r echo=FALSE}
# Distribución de las 10000 t.test 
hist(a$t,  xlim=c(mean(a$t)-4, +4),
     probability = TRUE, border= "white", col = "white",
     main = "T distribution", xlab = "t", ylab = "Probability")
lines(density(a$t), col="black")
#abline(v= mean(a$t), col= 3, lwd=2)
abline(v= 0, col= 2, lwd=2, lty= "dashed") 
#abline(v= quantile(a$t, prob=c(0.025, 0.975)), col= 3, lwd=2, lty= "dashed") 
abline(v= qt(p=c(0.025, 0.975), df= 198), col= 3, lwd=2, lty= "dashed")
```  
Ahora, si comparamos dos grupos (i.e., *n1*=100 y *n2*=100). El primer grupo, proveniente de *N1*, y el otro, proveniente de otra población (*N2*) que por marco teórico, esperamos tenga un promedio mayor que el de la N1 (i.e., **N~1~ < N~2~**). Entonces esperamos que **t < 0**. 

##### __n1__
n1= 100  
prom1 = 138.82  
sd1 = 14.69	  

##### __n2__
n2 = 100  
prom2 = `r round(mean(x3),2)`  
sd2 = `r round(sd(x3),2)`  

![](C:/Users/fvill/My Drive/Est_Bas_Aplicada_2025/figures/t.test_formula.png)  
```{r echo=FALSE, results=FALSE}
set.seed(1235)
x3 <- rnorm( n= 100, mean= 142.2, sd= 12.4)   ## muestra n2
mean(x3); sd(x3); sd(x3)/sqrt(80)
prom1= 138.8236 ; sd1 =  14.69467
```

```{r echo=FALSE, results=FALSE}
##### n3
n3 =80
prom2 = mean(x3)
sd2 = sd(x3)
ee2 = sd(x3)/sqrt(80)
##

```  

```{r echo=TRUE}
##### t test
t <- (prom1- prom2 ) / sqrt( ((sd1^2)/n1  ) + ((sd2^2)/n2  ) )
t
```  

Lo que queremos saber es qué tanta es la diferencia en esa dirección. Es decir, qué tan pequeña es el **P.value**.

### Si logramos rechazar *H~o~*. Entonces, cuál es la alternativa (*H~a~*)?

### H~a~ = Ŷ~1~ < Ŷ~2~

La prueba de T que necesitamos es con el umbral del *error Tipo-1* hacia el extremo de **T < 0** (Prueba de una cola) para verificar cuál es la probabilidad de que el **μ~N1~** sea menor que el de **μ~N2~** (i.e., *Ŷ~1~<Ŷ~2~*).

```{r}
two.tails.t <- qt(p= c(0.025, 0.975), df= 99+99 )
one.tail.t <- qt(p= 0.05, df= 99+99 )

par(mfrow=c(1,2))
.x <- seq(-3.34, 3.34, length.out=1000)  
  plotDistr(.x, dt(.x, df=198), cdf=FALSE, xlab="t", ylab="Density", 
  main=paste("t Distribution:  df= 198"), 
  regions=list(c(-Inf,two.tails.t[1]),c(two.tails.t[2], Inf)), 
  col=c('#BEBEBE', '#BEBEBE'), legend = FALSE,
  legend.pos='top')

.x <- seq(-3.34, 3.34, length.out=1000)  
  plotDistr(.x, dt(.x, df=198), cdf=FALSE, xlab="t", ylab="Density", 
  main=paste("t Distribution:  DF= 198"), regions=list(c(-Inf, one.tail.t)), col=c('#BEBEBE', '#BEBEBE'),
  legend = FALSE,
  legend.pos='top')
  
```  

```{r echo=FALSE}
# Distribución de las 10000 t.test 
hist(a$t,  xlim=c(mean(a$t)-4, +4),
     probability = TRUE, border= "white", col = "white",
     main = "T distribution", xlab = "t", ylab = "Probability")
lines(density(a$t), col="black")
#abline(v= mean(a$t), col= 3, lwd=2)
#abline(v= 0, col= 2, lwd=2, lty= "dashed") 
#abline(v= quantile(a$t, prob=c(0.025, 0.975)), col= 3, lwd=2, lty= "dashed") 
den <- density(a$t)
#
value1 <- one.tail.t

#value2 <- two.tails.t[1]
polygon(c(den$x[den$x <= value1 ], value1),
        c(den$y[den$x <= value1 ], 0),
        #col = "slateblue1"
        col= "#BEBEBE", 
        alpha = 0.1,
        border = 1)
#
value2 <- t
polygon(c(den$x[den$x <= value2 ], value2),
        c(den$y[den$x <= value2 ], 0),
        #col = "slateblue1"
        col= "brown4", 
        alpha = 0.02,
        border = "red4")
#
#value3 <- two.tails.t[2]
polygon(c(den$x[den$x >= value1 ], value1),
        c(den$y[den$x >= value1 ], 0),
        col = "white",
    #    col= "#BEBEBE",
        border = T)
#
abline(v= t, col= "red", lwd=3, lty= "dashed")
abline(v= qt(p=c(0.05), df= 99+99), col= "green", lwd=2, lty= "dashed")  

text(x= -2.6, y= 0.15,
     label= "t= -2.2",
     srt= 0)
text(x= 0, y= 0.1,
     label= "P= 0.95", col="green4",
     srt= 0)
```  

#### En verde vemos el valor de __t =`r round(qt(p=c(0.05), df=99+99),2)`__ equivalente a una __P=0.05__. Evidentemente, el valor de __t =`r round(t,2)`__, en rojo, nos muestra que la __P~μ1<μ2~=`r round(pt(q=t, df= 99+99),2)`__ (1%). Es decir, ese es el error al decir que _**μ~1~<μ~2~**_.]   
