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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Remuestreo Bootstrap y Jackknife en confiabilidad: Caso Exponencial y Weibull]]></article-title>
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<article-title xml:lang="pt"><![CDATA[Reamostragem Bootstrap e Jackknife em confiabilidade: Caso Exponencial e Weibul]]></article-title>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[In this paper the resampling methods bootstrap-t, Jackknife delete I and delete II, are compared using the non parametric estimators Kaplan-Meier and Nelson-Aalen, frequently used in the practice, taking into account different percentages of censorship, sample sizes and times of interest. The comparation is carried out by simulation, using the mean square error.]]></p></abstract>
<abstract abstract-type="short" xml:lang="pt"><p><![CDATA[Comparam-se os métodos de reamostragem Bootstrap-t e Jackknife delete I e delete II, utilizando os estimadores não paramétricos de Kaplan-Meier e Nelson-Aalen, que se utilizam com frequência na prática, tendo em conta diferentes porcentagens de censura, tamanhos de amostra e tempos de interesse. A comparação realiza-se via simulação, mediante o erro quadrático médio.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[  <font face="Verdana" size="2">      <p align="center"><font size="4"><b>Remuestreo Bootstrap y Jackknife en confiabilidad: Caso Exponencial y Weibull</b></font></p>      <p align="center"><font size="3"><b>Bootstrap and Jackknife resampling in reliability: Case Exponential and Weibull</b></font></p>      <p align="center"><font size="3"><b>Reamostragem Bootstrap e Jackknife em confiabilidade: Caso Exponencial e Weibull</b></font></p>      <p align="center">Javier Ram&iacute;rez-Montoya<sup>*</sup>, Ignacio Osuna-Vergara<sup>**</sup>, Jessica Rojas-Mora<sup>***</sup>, Stalyn Guerrero-G&oacute;mez<sup>****</sup></p>      <p><sup>*</sup> M.Sc. Universidad de Sucre (Sincelejo-Sucre, Colombia). <a href="mailto:javier.ramirez@unisucre.edu.co">javier.ramirez@unisucre.edu.co</a>.    <br> <sup>**</sup> Universidad de C&oacute;rdoba (Monter&iacute;a-C&oacute;rdoba, Colombia). <a href="mailto:iosuna@correo.unicordoba.edu.co">iosuna@correo.unicordoba.edu.co</a>.    <br> <sup>***</sup> Universidad de C&oacute;rdoba (Monter&iacute;a-C&oacute;rdoba, Colombia). <a href="mailto:jmrojas@correo.unicordoba.edu.co">jmrojas@correo.unicordoba.edu.co</a>.    <br> <sup>****</sup> M.Sc. (c) Universidad Santo Tom&aacute;s (Bogot&aacute;-Distrito Capital, Colombia). <a href="mailto:stalynguerrero@usantotomas.edu.co">stalynguerrero@usantotomas.edu.co</a>.</p>      <p>C&oacute;mo citar este art&iacute;culo: &#91;1&#93; J. Ram&iacute;rez-Montoya, I. Osuna-Vergara, J. Rojas-Mora & S. Guerrero-G&oacute;mez, "Remuestreo Bootstrap y Jackknife en confiabilidad: Caso Exponencial y Weibull", Fac. Ing., vol. 25 (41), pp. 55-62, ene.-abr. 2016.</p>      ]]></body>
<body><![CDATA[<p>Fecha de recepci&oacute;n: 15 de septiembre de 2015 Fecha de aprobaci&oacute;n: 19 de diciembre de 2015</p> <hr>      <p><b>Resumen</b></p>      <p>Se comparan los m&eacute;todos de remuestreo Bootstrap-t y Jackknife delete I y delete II, utilizando los estimadores no param&eacute;tricos de Kaplan-Meier y Nelson-Aalen, que se utilizan con frecuencia en la pr&aacute;ctica, teniendo en cuenta diferentes porcentajes de censura, tama&ntilde;os de muestra y tiempos de inter&eacute;s. La comparaci&oacute;n se realiza v&iacute;a simulaci&oacute;n, mediante el error cuadr&aacute;tico medio.</p>      <p><b>Palabras clave:</b> Bootstrap, Jackknife, Funci&oacute;n de confiabilidad.</p> <hr>      <p><b>Abstract</b></p>      <p>In this paper the resampling methods bootstrap-t, Jackknife delete I and delete II, are compared using the non parametric estimators Kaplan-Meier and Nelson-Aalen, frequently used in the practice, taking into account different percentages of censorship, sample sizes and times of interest. The comparation is carried out by simulation, using the mean square error.</p>      <p><b>Keywords:</b> Bootstrap, Jackknife, Reliability Function.</p> <hr>      <p><b>Resumo</b></p>      <p>Comparam-se os m&eacute;todos de reamostragem Bootstrap-t e Jackknife delete I e delete II, utilizando os estimadores n&atilde;o param&eacute;tricos de Kaplan-Meier e Nelson-Aalen, que se utilizam com frequ&ecirc;ncia na pr&aacute;tica, tendo em conta diferentes porcentagens de censura, tamanhos de amostra e tempos de interesse. A compara&ccedil;&atilde;o realiza-se via simula&ccedil;&atilde;o, mediante o erro quadr&aacute;tico m&eacute;dio.</p>      <p><b>Palavras chave:</b> Bootstrap, Jackknife, Fun&ccedil;&atilde;o de confiabilidade.</p> <hr>      ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><font size="3"><b>I. Introducci&oacute;n</b></font></p>      <p>Cuando en la industria, y en particular en ingenier&iacute;a, se modela el tiempo de ocurrencia de un evento de inter&eacute;s (tiempo de falla) de un circuito, estructura, componente, etc., uno de los objetivos principales es encontrar la mejor estrategia para estimar la funci&oacute;n de confiabilidad o, tambi&eacute;n llamada, de supervivencia, para lo cual las t&eacute;cnicas de remuestreo son una buena alternativa, debido a sus propiedades asint&oacute;ticas; sin embargo, teniendo en cuenta las situaciones extremas de porcentajes de censura altos, las estimaciones son afectadas de manera significativa.</p>      <p>Este trabajo presenta la situaci&oacute;n en la que los tiempos observados y censurados pueden ajustarse a un modelo de probabilidad conocido de una distribuci&oacute;n de Weibull y Exponencial, que en el &aacute;rea de la industria suceden a menudo, debido a las bondades del comportamiento de la funci&oacute;n hazard de dichas distribuciones (creciente, decreciente, constante); por lo tanto, el inter&eacute;s se centra en la determinaci&oacute;n del m&eacute;todo de remuestreo, <i>bootstrap o jackknife delete I y delete II,</i> que presente los mejores resultados en dichos escenarios. En la actualidad no se encuentran trabajos que comparen simult&aacute;neamente en cuanto a Confiabilidad estas estrategias de remuestreo; un trabajo relacionado es el de Arrabal <i>et al.</i> &#91;1&#93;, pero en otro contexto.</p>      <p align="center"><font size="3"><b>II. Funci&oacute;n de confiabilidad</b></font></p>      <p>Cuando se tienen tiempos de falla, de los cuales k &lt; <i>n</i> son observados, estimar la funci&oacute;n de confiabilidad, dada por:</p>     <p align="center"><a name="ec1"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec1.jpg"></p>      <p>definida como la probabilidad de que un sistema o componente desarrolle sus funciones bajo condiciones de operaci&oacute;n, por un per&iacute;odo espec&iacute;fico de tiempo &#91;5&#93;.</p>      <p>Todos los tiempos de falla en confiabilidad no siempre se recogen durante un corto per&iacute;odo de tiempo, ya que ocurre un fen&oacute;meno llamado censura, que hace que solo se tenga informaci&oacute;n parcial del tiempo de falla, afectando considerablemente la estimaci&oacute;n. Existen diferentes tipolog&iacute;as de censura; este trabajo trata el caso de la censura a derecha, representando los experimentos en los que al finalizarlos, a algunas unidades estudiadas no les ocurre el evento de inter&eacute;s.</p>      <p>En caso de desconocimiento distribucional del tiempo de inter&eacute;s, la estimaci&oacute;n no param&eacute;trica resulta de mucha ayuda; en este trabajo se utilizan los estimadores:</p>      <p><b><i>A. Kaplan-Meier:</i></b></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><a name="ec2"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec2.jpg"></p>      <p>Donde n<Sub>j</Sub> es el n&uacute;mero de individuos en riesgo en t<Sub>j</Sub>, es decir, el n&uacute;mero de individuos vivos y no censurados justo antes de t<Sub>j</Sub>. Cualquier individuo con tiempo de censura registrado igual a t<Sub>j </Sub>ser&aacute; incluido en el conjunto de n<Sub>j </Sub>individuos en riesgo en t<Sub>j</Sub>, como individuos que murieron en t<Sub>j</Sub>. Esta convenci&oacute;n es razonable, puesto que un individuo censurado en el tiempo t<Sub>c </Sub>falla por evento de inter&eacute;s despu&eacute;s de t<Sub>c </Sub>&#91;4&#93;.</p>      <p><b><i>B. Nelson-Aalen: </i></b></p>      <p>Proponen estimar la funci&oacute;n de confiabilidad como:</p>     <p align="center"><a name="ec3"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec3.jpg"></p>      <p>con</p>     <p align="center"><a name="ec4"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec4.jpg"></p>      <p>Denominada funci&oacute;n hazard acumulada. Ram&iacute;rez &#91;8&#93; sugiere utilizar el estimador de Nelson-Aalen en muestras peque&ntilde;as.</p>      <p align="center"><font size="3"><b>III. remuestreo <i>Bootstrap </i>en confiabilidad</b></font></p>      <p>Usando remuestreo <i>bootstrap, </i>propuesto por Efron &#91;2&#93;, en los estimadores definidos en (2) y (3) se siguen los siguientes pasos:</p>  <ol>    ]]></body>
<body><![CDATA[<li>Dada la muestra de tama&ntilde;o <i>n</i>, estime &scaron;(t<sub>i</sub>).</li>    <br>      <li>Genere <i>B</i> remuestras <i>bootstrap</i> de tama&ntilde;o <i>n </i>mediante muestreo con reemplazamiento de la muestra original, asignando a cada tiempo una probabilidad 1/n  y calcular los correspondientes valores <a name="ec"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec4.1jpg.jpg"> para cada una de las <i>B </i>muestras <i>bootstrap</i>.</li>    <br>      <li>Estimar el error est&aacute;ndar del par&aacute;metro estimado &scaron;(t<sub>i</sub>), calculando la desviaci&oacute;n est&aacute;ndar de las <i>B </i>r&eacute;plicas <i>bootstrap</i>. As&iacute;, obtenemos que el error est&aacute;ndar est&aacute; dado por:</li>    </ol>      <p align="center"><a name="ec5"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec5.jpg"></p>      <p>Donde &scaron;(t<sub>i</sub>)<sup>*</sup> corresponde al promedio de la estimaci&oacute;n< de la funci&oacute;n de confiabilidad evaluada en cada tiempo <i>t<Sub>i</Sub></i> de las muestras <i>bootstrap; </i>el procedimiento se realiza con base en el tiempo de inter&eacute;s primer cuartil.</p>      <p align="center"><font size="3"><b>IV. Remuestreo <i>Jackknife </i>en Confiabilidad</b></font></p>      <p><i><b>A. Jackknife Delete - I </b></i></p>      ]]></body>
<body><![CDATA[<p>Una de las primeras t&eacute;cnicas para obtener los estimadores estad&iacute;sticos fiables es <i>Jackknife</i>. Supongamos que tenemos una muestra X= X<sub>1</sub>, X<sub>2</sub>,...,X<sub>n</sub>) y un estimador &theta;= <i>s (t)</i>. La t&eacute;cnica <i>jackknife</i> se centra en las muestras que dejan de lado una observaci&oacute;n a la vez:</p>     <p align="center"><a name="ec6"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec6.jpg"></p>      <p>Para <i>i</i>= 1,2,&hellip;, n, estas son llamadas muestras <i>Jackknife</i>. La <i>i</i>-&eacute;sima muestra <i>Jackknife </i>consiste en el conjunto de datos eliminando la <i>i</i>-&eacute;sima observaci&oacute;n.  Sea &theta;<sub>(i)</sub> = s(x<sub>(i)</sub>) la <i>i</i>-&eacute;sima replicaci&oacute;n<i> Jackknife</i> de &theta;.</p>      <p>La estimaci&oacute;n del error est&aacute;ndar<i> Jackknife</i> se define:</p>     <p align="center"><a name="ec7"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec7.jpg"></p>      <p><b><i>B. M&eacute;todo Jackknife delete-d </i></b></p>      <p>En lugar de dejar una observaci&oacute;n a la vez, dejamos de lado las observaciones <i>d</i>; por lo tanto, el tama&ntilde;o de <i>delete-d</i> muestras<i> Jackknife</i> es (<i>n - d</i>).</p>      <p>La expresi&oacute;n de la estimaci&oacute;n del error est&aacute;ndar del <i>jackknife delete-d</i> es:</p>     <p align="center"><a name="ec8"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec8.jpg"></p>      <p>Donde</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><a name="ec9"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06ec9.jpg"></p>      <p>es el promedio de las estimaciones de todos los subconjuntos <i>s</i> de tama&ntilde;o (<i>n - d</i>) sin reemplazo para X<sub>1</sub>, X<sub>2</sub>,...,X<sub>n</sub>.</p>      <p align="center"><font size="3"><b>V. Estudio de simulaci&oacute;n</b></font></p>      <p>Se generaron muestras artificiales mediante un algoritmo en R, considerando tiempos observados y censurados Exponencial, Weibull y combinaciones, con tiempo de inter&eacute;s el primer; luego, se generaron muestras de tama&ntilde;o con porcentajes de censura correspondientes al, y finalmente se calcul&oacute; el de la funci&oacute;n de supervivencia con los m&eacute;todos de remuestreo en el estudio.</p>      <p>Se generaron 200 muestras mediante simulaci&oacute;n de Monte Carlo, con 500 remuestras bootstrap. Teniendo en cuenta que los m&eacute;todos de remuestreo Bootstrap y Jackknife a los estimadores no param&eacute;tricos tienen funcionalidades diferentes en el c&aacute;lculo de estimaci&oacute;n de error est&aacute;ndar, la comparaci&oacute;n de dichas estrategias mediante simulaci&oacute;n se considera la m&aacute;s adecuada en este estudio.</p>      <p align="center"><font size="3"><b>VI. Resultados</b></font></p>      <p>Para mostrar la eficiencia que tienen los m&eacute;todos de remuestreo se presentan inicialmente los resultados de los intervalos de confianza mediante la amplitud y las coberturas reales de simulaci&oacute;n. En la situaci&oacute;n m&aacute;s extrema, con menor tama&ntilde;o muestral, utilizando un nivel nominal del 95%.</p>      <p>En la <a href="#t1">Tabla I</a> se observa que los I.C. mediante remuestreo bootstrap al estimador de Nelson-Aalen resultan ser un poco m&aacute;s precisos que los de las dem&aacute;s estrategias, seguidos de bootstrap al estimador de Kaplan-Meier; esto indica que los I.C. mediante  bootstrap en muestras peque&ntilde;as presentan los mejores resultados.</p>     <p align="center"><a name="t1"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06t1.jpg"></p>     <p align="center"><a name="t2"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06t2.jpg"></p>      ]]></body>
<body><![CDATA[<p>Por otra parte, es de destacar que, con las estrategias de remuestreo a trav&eacute;s de cualquier estimador, las coberturas reales de simulaci&oacute;n son mayores a las nominales, debido a la amplitud de los intervalos, sin embargo, teniendo en cuenta los dos criterios simult&aacute;neamente se pueden sugerir como intervalos las mejores estrategias de la <a href="#t1">Tabla I</a>. Finalmente, para tener m&aacute;s objetividad en la escogencia de las mejores estrategias de remuestreo, ya que los intervalos pueden ser sesgados, como este caso en la que la opci&oacute;n utilizada en el argumento de R, type=norm, se recomienda calcular los errores cuadr&aacute;ticos medios como medida general de eficiencia.</p>      <p>Estos comportamientos se presentan de forma similar en tama&ntilde;os de muestra n = 50 y 100.</p>      <p>Luego, ilustrando los resultados para los errores cuadr&aacute;ticos medios se obtiene lo siguiente:</p>      <p>En la <a href="#f1">Gr&aacute;fica 1</a>, cuando se aumentan los porcentajes de censura las estimaciones son considerablemente afectadas; adem&aacute;s, la estrategia de remuestreo Jackknife delete II a trav&eacute;s del estimador de Nelson-Aalen presenta mejores resultados, seguida de Jackknife delete II a trav&eacute;s del estimador de Kaplan-Meier; esto indica una mejor&iacute;a en las estimaciones sobre las estrategias comunes usadas en confiabilidad, independientemente del porcentaje de censura.</p>     <p align="center"><a name="f1"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06f1.jpg"></p>      <p>Por otra parte, se notan unas posibles agrupaciones sobre los resultados de los errores cuadr&aacute;ticos medios, es decir, un grupo de estrategias de remuestreo Bootstrap y otro de estrategias de remuestreo Jackknife.</p>      <p>En la <a href="#f2">Gr&aacute;fica 2</a> se observa que cuando se aumenta el tama&ntilde;o muestral a n=50, se enmarcan de forma m&aacute;s clara las agrupaciones de los resultados de los errores cuadr&aacute;ticos medios, para los casos Bootstrap y Jackknife, siendo los &uacute;ltimos m&aacute;s eficientes.</p>     <p align="center"><a name="f2"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06f2.jpg"></p>      <p>Para resumir la ilustraci&oacute;n de los resultados en cada estrategia de remuestreo, se presentan las <a href="#f3">Gr&aacute;ficas 3</a>, <a href="#f4">4</a>, <a href="#f5">5</a>, <a href="#f6">6</a>, <a href="#f7">7</a> y <a href="#f8">8</a>. Notando que en las Gr&aacute;ficas 3, 4, 6 y 7 la velocidad de disminuci&oacute;n de los errores cuadr&aacute;ticos medios es mayor frente a las <a href="#f5">Gr&aacute;ficas 5</a> y <a href="#f8">8</a>, lo que confirma que la ganancia en la disminuci&oacute;n del error cuadr&aacute;tico medio del m&eacute;todo de remuestreo Jackknif frente al m&eacute;todo Bootstrap se obtiene en muestras peque&ntilde;as.</p>     <p align="center"><a name="f3"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06f3.jpg"></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><a name="f4"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06f4.jpg"></p>     <p align="center"><a name="f5"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06f5.jpg"></p>     <p align="center"><a name="f6"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06f6.jpg"></p>     <p align="center"><a name="f7"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06f7.jpg"></p>     <p align="center"><a name="f8"></a><img src="img/revistas/rfing/v25n41/v25n41a06f8.jpg"></p>      <p align="center"><font size="3"><b>VII. Conclusiones</b></font></p>      <p>Cuando se tienen muestras peque&ntilde;as y observaciones completas, la t&eacute;cnica de remuestreo Jackknife delete I presenta mejores resultados a trav&eacute;s del estimador de Nelson-Aalen.</p>      <p>Cuando se tienen observaciones censuradas, los mejores resultados se obtienen con la t&eacute;cnica de remuestreo Jackknife delete II a trav&eacute;s del estimador Nelson-Aalen.</p>      <p>Las amplitudes de los intervalos de confianza mediante remuestreo bootstrap resultan ser mejores.</p>      <p>La velocidad con que disminuyen los errores cuadr&aacute;ticos medios mediante la t&eacute;cnica de remuestreo Bootstrap es mayor a Jackknife.</p>      ]]></body>
<body><![CDATA[<p>Los m&eacute;todos de remuestreo en las condiciones de este estudio resultan ser muy eficientes sobre la cobertura de los Intervalos de confianza.</p>       <p align="center"><font size="3"><b>Agradecimientos</b></font></p>      <p>Los autores del presente trabajos agradecen de manera muy especial a la Universidad de Sucre, Universidad de C&oacute;rdoba y Universidad Santo Tom&aacute;s por todo el apoyo, adem&aacute;s de los &aacute;rbitros por sus valiosas sugerencias.</p> <hr>      <p align="center"><font size="3"><b>Referencias</b></font></p>      <!-- ref --><p>&#91;1&#93; C. Arrabal, R. Da Rocha, R. Nonaka, S. Meira. "Comparison of resampling method applied to censored data", <i>International Journal of Advanced Statistics and Probability</i>, Vol. 2, No. 2, pp. 48-55. 2014. DOI: <a href="http://dx.doi.org/10.14419/ijasp.v2i2.2291." target="_blank">http://dx.doi.org/10.14419/ijasp.v2i2.2291</a>.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=5577453&pid=S0121-1129201600010000600001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>      <!-- ref --><p>&#91;2&#93; B. Efron. "Bootstrap methods: Another look at jackknife", <i>The Annals of Statistics</i>, Vol. 7, pp. 1-26. 1979. DOI: <a href="http://dx.doi.org/10.1214/aos/1176344552" target="_blank">http://dx.doi.org/10.1214/aos/1176344552</a>.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=5577455&pid=S0121-1129201600010000600002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>      <!-- ref --><p>&#91;3&#93; E. Kaplan and P. Meier. "Estimation from Incomplete Observations", <i>American Statistical Association</i>, Vol. 53, pp. 457-481. 1958. DOI: <a href="http://dx.doi.org/10.1080/01621459.1958.1050 1452" target="_blank">http://dx.doi.org/10.1080/01621459.1958.1050 1452</a>.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=5577457&pid=S0121-1129201600010000600003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>      ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p>&#91;4&#93; J. Lawless. <i>Statistical Models and Methods for Lifetime Data</i>. New York: Wiley and Sons, 2003.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=5577459&pid=S0121-1129201600010000600004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>      <!-- ref --><p>&#91;5&#93; W. Meeker, L. Escobar. <i>Statistical Models and Methods for Reliability Data</i>. N.Y. John Wiley &amp; Sons. 1998.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=5577461&pid=S0121-1129201600010000600005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>      <!-- ref --><p>&#91;6&#93; W. Nelson. "Hazard plotting for incomplete failure data". <i>Journal of Quality Technology</i>, Vol. 61, pp. 27-52. 1969.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=5577463&pid=S0121-1129201600010000600006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>      <!-- ref --><p>&#91;7&#93; R. Development Core Team. <i>R: A Language and Environment for Statistical Computing</i>". 2007. R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria. Avalaible: <a href="http://www.Rproject.org" target="_blank">http://www.Rproject.org</a>.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=5577465&pid=S0121-1129201600010000600007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p>      <!-- ref --><p>&#91;8&#93; J. Ram&iacute;rez. "Comparaci&oacute;n de intervalos de confianza para la funci&oacute;n de supervivencia con censura a derecha". <i>Revista Colombiana de Estad&iacute;stica</i>, Vol. 34, pp. 197-209. 2011.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=5577467&pid=S0121-1129201600010000600008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></p> </font>     ]]></body>
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