Al realizar los cálculos tenemos que
\(S_p^{\ 2}=\frac{\left(28-1\right)153.107^{ }+\left(29-1\right)94.984}{28+29-2}=123.517\)
y  para la distribución t        
\(t_o=\frac{77.223\ -76.642}{\left(11.113\right)\sqrt{\frac{1}{28}+\frac{1}{29}}}=0.197\)
Se obtiene el estadístico de tablas \(t_{0.025,28+29-2}\) grados de libertad y es igual a 2.304 y como el estadístico de los datos es 0.197 entonces no se rechaza la hipótesis nula de que las medias de los promedios de los grupos no difieren significativamente y podemos considerar que el rendimiento es semejante en ambos grupos.
En el caso de las unidades no acreditadas tenemos la tabla 1 el total del grupo y sus datos estadísticos, realizaremos la comparación para probar la igualdad entre ambos grupos mediante la fórmula de la normal estandarizada debido a que contamos con más de 30 datos, lo cual puede considerarse como una muestra grande.
\(Z=\frac{\left(2.093-1.932\right)-0}{\sqrt{\frac{7.944}{43}+\frac{6.112}{44}}}=0.282\)
Al comparar con el estadístico de tablas de Z para 95% de confianza  se obtiene el valor de Z igual a 1.96  por lo que el estadístico obtenido de los cálculos cae en zona de no rechazo y por lo tanto se concluye que en cuanto a las unidades no acreditadas de los grupos de 4A y 4 B no hay diferencia significativa. Se obtiene adicionalmente las sumas de tales unidades no acreditadas para obtener los mínimos a presentar en segunda oportunidad que son de 90 y 85 unidades respectivamente de los grupos A y B de cuarto semestre. Se obtienen adicionalmente las sumas de tales unidades no acreditadas para obtener los mínimos a presentar en segunda oportunidad que son de 90 y 85 unidades respectivamente de los grupos A y B de cuarto semestre.  En la figura \ref{137186} se muestran las unidades a presentar en todos los semestres de la carrera y se agrupan también por genero.