Si nuestros artículos te han ayudado, apreciaríamos enormemente tu apoyo. Tu contribución nos permite mantener esta plataforma accesible para todos y crear nuevos contenidos. Puedes hacerlo a través de PayPal o Github Sponsors
Correlación lineal y Regresión lineal simple
Joaquín Amat Rodrigo
Junio, 2016
Más sobre ciencia de datos: cienciadedatos.net
Versión PDF: Github
Introducción
La correlación lineal y la regresión lineal simple son métodos estadísticos que estudian la relación lineal existente entre dos variables. Antes de profundizar en cada uno de ellos, conviene destacar algunas diferencias:
La correlación cuantifica como de relacionadas están dos variables, mientras que la regresión lineal consiste en generar una ecuación (modelo) que, basándose en la relación existente entre ambas variables, permita predecir el valor de una a partir de la otra.
El cálculo de la correlación entre dos variables es independiente del orden o asignación de cada variable a \(X\) e \(Y\), mide únicamente la relación entre ambas sin considerar dependencias. En el caso de la regresión lineal, el modelo varía según qué variable se considere dependiente de la otra (lo cual no implica causa-efecto).
A nivel experimental, la correlación se suele emplear cuando ninguna de las variables se ha controlado, simplemente se han medido ambas y se desea saber si están relacionadas. En el caso de estudios de regresión lineal, es más común que una de las variables se controle (tiempo, concentración de reactivo, temperatura…) y se mida la otra.
Por norma general, los estudios de correlación lineal preceden a la generación de modelos de regresión lineal. Primero se analiza si ambas variables están correlacionadas y, en caso de estarlo, se procede a generar el modelo de regresión.
Correlación lineal
Para estudiar la relación lineal existente entre dos variables continuas es necesario disponer de parámetros que permitan cuantificar dicha relación. Uno de estos parámetros es la covarianza, que indica el grado de variación conjunta de dos variables aleatorias.
\[\text{Covarianza muestral} = Cov(X,Y)=\dfrac {\sum _{i=1}^{n}\left( x_{i}-\overline {x}\right) \left( y_{i}-\overline {y}\right) }{N-1}\] siendo \(\overline{x}\) e \(\overline{y}\) la media de cada variable y \(x_i\) e \(y_i\) el valor de las variables para la observación \(i\).
La covarianza depende de las escalas en que se miden las variables estudiadas, por lo tanto, no es comparable entre distintos pares de variables. Para poder hacer comparaciones se estandariza la covarianza, generando lo que se conoce como coeficientes de correlación. Existen diferentes tipos, de entre los que destacan el coeficiente de Pearson, Rho de Spearman y Tau de Kendall.
Todos ellos varían entre +1 y -1. Siendo +1 una correlación positiva perfecta y -1 una correlación negativa perfecta.
Se emplean como medida de fuerza de asociación (tamaño del efecto):
- 0: asociación nula.
- 0.1: asociación pequeña.
- 0.3: asociación mediana.
- 0.5: asociación moderada.
- 0.7: asociación alta.
- 0.9: asociación muy alta.
Las principales diferencias entre estos tres coeficientes de asociación son:
La correlación de Pearson funciona bien con variables cuantitativas que tienen una distribución normal. En el libro Handbook of Biological Statatistics se menciona que sigue siendo bastante robusto a pesar de la falta de normalidad. Es más sensible a los valores extremos que las otras dos alternativas.
La correlación de Spearman se emplea cuando los datos son ordinales, de intervalo, o bien cuando no se satisface la condición de normalidad para variables continuas y los datos se pueden transformar a rangos. Es un método no paramétrico.
La correlación de Kendall es otra alternativa no paramétrica para el estudio de la correlación que trabaja con rangos. Se emplea cuando se dispone de pocos datos y muchos de ellos ocupan la misma posición en el rango, es decir, cuando hay muchas ligaduras.
Además del valor obtenido para el coeficiente de correlación, es necesario calcular su significancia. Solo si el p-value es significativo se puede aceptar que existe correlación, y esta será de la magnitud que indique el coeficiente. Por muy cercano que sea el valor del coeficiente de correlación a \(+1\) o \(-1\), si no es significativo, se ha de interpretar que la correlación de ambas variables es 0, ya que el valor observado puede deberse a simple aleatoriedad.
El test paramétrico de significancia estadística empleado para el coeficiente de correlación es el t-test. Al igual que ocurre siempre que se trabaja con muestras, por un lado está el parámetro estimado (en este caso el coeficiente de correlación) y por otro su significancia a la hora de considerar la población entera. Si se calcula el coeficiente de correlación entre \(X\) e \(Y\) en diferentes muestras de una misma población, el valor va a variar dependiendo de las muestras utilizadas. Por esta razón se tiene que calcular la significancia de la correlación obtenida y su intervalo de confianza.
\[t=\dfrac {r\sqrt{N-2}}{\sqrt{1-r^{2}}} , \ \ \ df= N-2\]
Para este test de hipótesis, \(H_0\) considera que las variables son independientes (coeficiente de correlación poblacional = 0) mientras que, la \(H_a\), considera que existe relación (coeficiente de correlación poblacional \(\neq\) 0)
La correlación lineal entre dos variables, además del valor del coeficiente de correlación y de sus significancia, también tiene un tamaño de efecto asociado. Se conoce como coeficiente de determinación \(R^2\). Se interpreta como la cantidad de varianza de \(Y\) explicada por \(X\). En el caso del coeficiente de Pearson y el de Spearman, \(R^2\) se obtiene elevando al cuadrado el coeficiente de correlación. En el caso de Kendall no se puede calcular de este modo. (No he encontrado como se calcula).
Mediante bootstrapping también se puede calcular la significancia de un coeficiente de correlación. Es una alternativa no paramétrica al t-test. Resampling: Test de permutación, Simulación de Monte Carlo y Bootstrapping).
Coeficiente de Pearson
El coeficiente de correlación de Pearson es la covarianza estandarizada, y su ecuación difiere dependiendo de si se aplica a una muestra, Coeficiente de Pearson muestral (r), o si se aplica la población Coeficiente de Pearson poblacional (\(\rho\)).
\[\rho=\dfrac {Cov(X,Y)}{\sigma_{x}\sigma_{y}}\]
\[r_{xy}=\dfrac {\sum _{i=1}^{n}\left( x_{i}-\overline {x}\right) \left( y_{i}-\overline {y}\right) } {\sqrt {\sum _{i=1}^{n}\left( x_{i}-\overline {x}\right) ^{2}\sum _{i=1}^{n}}\overline {\left( y_{i}-\overline {y}\right) ^{2}}}\]
Condiciones
La relación que se quiere estudiar entre ambas variables es lineal (de lo contrario, el coeficiente de Pearson no la puede detectar).
Las dos variables deben de ser cuantitativas.
Normalidad: ambas variables se tienen que distribuir de forma normal. Varios textos defienden su robustez cuando las variables se alejan moderadamente de la normal.
Homocedasticidad: La varianza de \(Y\) debe ser constante a lo largo de la variable \(X\). Esto se puede identificar si en el scatterplot los puntos mantienen la misma dispersión en las distintas zonas de la variable \(X\). Esta condición no la he encontrado mencionada en todos los libros.
Características
Toma valores entre [-1, +1], siendo +1 una correlación lineal positiva perfecta y -1 una correlación lineal negativa perfecta.
Es una medida independiente de las escalas en las que se midan las variables.
No varía si se aplican transformaciones a las variables.
No tiene en consideración que las variables sean dependientes o independientes.
El coeficiente de correlación de Pearson no equivale a la pendiente de la recta de regresión.
Es sensible a outliers, por lo que se recomienda en caso de poder justificarlos, excluirlos del análisis.
Interpretación
Además del valor obtenido para el coeficiente, es necesario calcular su significancia. Solo si el p-value es significativo se puede aceptar que existe correlación y esta será de la magnitud que indique el coeficiente. Por muy cercano que sea el valor del coeficiente de correlación a +1 o -1, si no es significativo, se ha de interpretar que la correlación de ambas variables es 0 ya que el valor observado se puede deber al azar. (Ver más adelante como calcular la significancia).
Coeficiente de Spearman (Spearman’s rho)
El coeficiente de Spearman es el equivalente al coeficiente de Pearson pero con una previa transformación de los datos a rangos. Se emplea como alternativa cuando los valores son ordinales, o bien, cuando los valores son continuos pero no satisfacen la condición de normalidad requerida por el coeficiente de Pearson y se pueden ordenar transformándolos en rangos. Al trabajar con rangos, es menos sensible que Pearson a valores extremos. Existe una diferencia adicional con respecto a Pearson. El coeficiente de Spearman requiere que la relación entre las variables sea monótona, es decir, que cuando una variable crece la otra también lo hace o cuando una crece la otra decrece (que la tendencia sea constante). Este concepto no es exactamente el mismo que linealidad.
\[r_{s}=1-\frac{6\sum d_{i}^{2}}{n (n^{2}-1)},\]
Siendo \(d_{i}\) la distancia entre los rangos de cada observación (\(x_{i} - y_{i}\)) y n el número de observaciones.
Coeficiente Tau de Kendall
Trabaja con rangos, por lo que requiere que las variables cuya relación se quiere estudiar sean ordinales o que se puedan transformar en rangos. Al ser no paramétrico, es otra alternativa al Coeficiente de correlación de Pearson cuando no se cumple la condición de normalidad. Parece ser más aconsejable que el coeficiente de Spearman cuando el número de observaciones es pequeño o los valores se acumulan en una región por lo que el número de ligaduras al generar los rangos es alto.
\[\tau= \frac{C-D}{\frac{1}{2}n(n-1)},\]
Siendo \(C\) el número de pares concordantes, aquellos en los que el rango de la segunda variable es mayor que el rango de la primera variable. \(D\) el número de pares discordantes, cuando el rango de la segunda es igual o menor que el rango de la primera variable.
Tau represents a probability; that is, it is the difference between the probability that the two variables are in the same order in the observed data versus the probability that the two variables are in different orders.
Jackknife correlation
El coeficiente de correlación de Pearson resulta efectivo en ámbitos muy diversos. Sin embargo, tiene la desventaja de no ser robusto frente a outliers a pesar de que se cumpla la condición de normalidad. Si dos variables tienen un pico o un valle común en una única observación, por ejemplo por un error de lectura, la correlación va a estar dominada por este registro a pesar de que entre las dos variables no haya correlación real alguna. Lo mismo puede ocurrir en la dirección opuesta. Si dos variables están altamente correlacionadas excepto para una observación en la que los valores son muy dispares, entonces la correlación existente quedará enmascarada. Una forma de evitarlo es recurrir a la Jackknife correlation, que consiste en calcular todos los posibles coeficientes de correlación entre dos variables si se excluye cada vez una de las observaciones. El promedio de todas las Jackknife correlations calculadas atenuará en cierta medida el efecto del outlier.
\[\bar{\theta}_{(A,B)} = \text{Promedio Jackknife correlation (A,B)} = \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n \hat r_i\] Donde \(n\) es el número de observaciones y \(\hat r_i\) es el coeficiente de correlación de Pearson estimado entre las variables \(A\) y \(B\), habiendo excluido la observación \(i\).
Además del promedio, se puede estimar su error estándar (\(SE\)) y así obtener intervalos de confianza para la Jackknife correlation y su correspondiente p-value.
\[SE = \sqrt{\frac{n-1}{n} \sum_{i=1}^n (\hat r_i - \bar{\theta})^2}\]
Intervalo de confianza del 95% \((Z=1.96)\)
\[\text{Promedio Jackknife correlation (A,B)} \pm \ 1.96 *SE\] \[\bar{\theta} - 1.96 \sqrt{\frac{n-1}{n} \sum_{i=1}^n (\hat r_i - \bar{\theta})^2} \ , \ \ \bar{\theta}+ 1.96 \sqrt{\frac{n-1}{n} \sum_{i=1}^n (\hat r_i - \bar{\theta})^2}\] P-value para la hipótesis nula de que \(\bar{\theta} = 0\):
\[Z_{calculada} = \frac{\bar{\theta} - H_0}{SE}= \frac{\bar{\theta} - 0}{\sqrt{\frac{n-1}{n} \sum_{i=1}^n (\hat r_i - \bar{\theta})^2}}\] \[p_{value} = P(Z > Z_{calculada})\]
Cuando se emplea este método es conveniente calcular la diferencia entre el valor de correlación obtenido por Jackknife correlation \((\bar{\theta})\) y el que se obtiene si se emplean todas las observaciones \((\bar{r})\). A esta diferencia se le conoce como Bias. Su magnitud es un indicativo de cuanto está influenciada la estimación de la correlación entre dos variables debido a un valor atípico u outlier.
\[Bias = (n-1)*(\bar{\theta} - \hat{r})\]
Si se calcula la diferencia entre cada correlación \((\hat r_i)\) estimada en el proceso de Jackknife y el valor de correlación \((\hat r)\) obtenido si se emplean todas las observaciones, se puede identificar que observaciones son más influyentes.
Cuando el estudio requiere minimizar al máximo la presencia de falsos positivos, a pesar de que se incremente la de falsos negativos, se puede seleccionar como valor de correlación el menor de entre todos los calculados en el proceso de Jackknife.
\[\text{Correlacion}= min \{ \hat r_1, \hat r_2,..., \hat r_n \}\]
A pesar de que el método de Jackknife permite aumentar la robustez de la correlación de Pearson, si los outliers son muy extremos su influencia seguirá siendo notable. Siempre es conveniente una representación gráfica de los datos para poder identificar si hay valores atípicos y eliminarlos. Otras alternativas robustas son la correlación de Spearman o el método de Bootsrapping.
Ejemplo correlación lineal
Se dispone de un data set con información sobre diferentes coches. Se quiere estudiar si existe una correlación entre el peso de un vehículo (Weight) y la potencia de su motor (Horsepower).
R contiene funciones que permiten calcular los diferentes tipos de correlaciones y sus niveles de significancia: cor() y cor.test(). La segunda función es más completa ya que además de calcular el coeficiente de correlación indica su significancia (p-value) e intervalo de confianza.
En primer lugar se representan las dos variables mediante un diagrama de dispersión para intuir si existe relación lineal o monotónica. Si no la hay, no tiene sentido calcular este tipo de correlaciones.
ggplot(data = Cars93, aes(x = Weight, y = Horsepower)) +
geom_point(colour = "red4") +
ggtitle("Diagrama de dispersión") +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5))
El diagrama de dispersión parece indicar una posible relación lineal positiva entre ambas variables.
Para poder elegir el coeficiente de correlación adecuado, se tiene que analizar el tipo de variables y la distribución que presentan. En este caso, ambas variables son cuantitativas continuas y pueden transformarse en rangos para ordenarlas, por lo que a priori los tres coeficientes podrían aplicarse. La elección se hará en función de la distribución que presenten las observaciones.
1.Análisis de normalidad
# Representación gráfica
par(mfrow = c(1, 2))
hist(Cars93$Weight, breaks = 10, main = "", xlab = "Weight", border = "darkred")
hist(Cars93$Horsepower, breaks = 10, main = "", xlab = "Horsepower",
border = "blue")
qqnorm(Cars93$Weight, main = "Weight", col = "darkred")
qqline(Cars93$Weight)
qqnorm(Cars93$Horsepower, main = "Horsepower", col = "blue")
qqline(Cars93$Horsepower)
##
## Shapiro-Wilk normality test
##
## data: Cars93$Weight
## W = 0.97432, p-value = 0.06337##
## Shapiro-Wilk normality test
##
## data: Cars93$Horsepower
## W = 0.93581, p-value = 0.0001916El análisis gráfico y el contraste de normalidad muestran que para la variable Horsepower no se puede asumir normalidad y que la variable Weight está en el límite. Siendo estrictos, este hecho excluye la posibilidad de utilizar el coeficiente de Pearson, dejando como alternativas el de Spearman o Kendall. Sin embargo, dado que la distribución no se aleja mucho de la normalidad y de que el coeficiente de Pearson tiene cierta robustez, a fines prácticos sí que se podría utilizar siempre y cuando se tenga en cuenta este hecho en los resultados. Otra posibilidad es tratar de transformar las variables para mejorar su distribución.
# Representación gráfica
par(mfrow = c(1, 2))
hist(log10(Cars93$Horsepower), breaks = 10, main = "", xlab = "Log10(Horsepower)",
border = "blue")
qqnorm(log10(Cars93$Horsepower), main = "", col = "blue")
qqline(log10(Cars93$Horsepower))
##
## Shapiro-Wilk normality test
##
## data: log10(Cars93$Horsepower)
## W = 0.98761, p-value = 0.5333La trasformación logarítmica de la variable Horsepower consigue una distribución de tipo normal.
2.Homocedasticidad
La homocedasticidad implica que la varianza se mantenga constante. Puede analizarse de forma gráfica representando las observaciones en un diagrama de dispersión y viendo si mantiene una homogeneidad en su dispersión a lo largo del eje X. Una forma cónica es un claro indicativo de falta de homocedasticidad. En algunos libros se menciona el test de Goldfeld-Quandt o el de Breusch-Pagan como test de hipótesis para la homocedasticidad en correlación y regresión.
Tal como muestra el diagrama de dispersión generado al inicio del ejercicio, sí hay un patrón cónico. Esto debe de tenerse en cuenta si se utiliza Pearson puesto que viola una de sus condiciones.
ggplot(data = Cars93, aes(x = Weight, y = Horsepower)) +
geom_point(colour = "red4") +
geom_segment(aes(x = 1690, y = 70, xend = 3100, yend = 300),linetype="dashed") +
geom_segment(aes(x = 1690, y = 45, xend = 4100, yend = 100),linetype="dashed") +
ggtitle("Diagrama de dispersión") +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5))
3.Cálculo de correlación
Debido a la falta de homocedasticidad, los resultados generados por Pearson no son precisos, desde el punto de vista teórico Spearman o Kendall son más adecuados. Sin embargo, en la bibliografía emplean Pearson, así que se van a calcular tanto Pearson como Spearman.
## [1] 0.809672## [1] 0.8042527# La función cor() también acepta matrices o data frames y calcula todas las
# correlaciones dos a dos.Ambos test muestran una correlación alta (>0.8). Sin embargo para poder considerar que existe realmente correlación entre las dos variables es necesario calcular su significancia, de lo contrario podría deberse al azar.
4.Significancia de la correlación
Por muy alto que sea un coeficiente de correlación, si no es significativa se ha de considerar inexistente.
cor.test(x = Cars93$Weight,
y = log10(Cars93$Horsepower),
alternative = "two.sided",
conf.level = 0.95,
method = "pearson")##
## Pearson's product-moment correlation
##
## data: Cars93$Weight and log10(Cars93$Horsepower)
## t = 13.161, df = 91, p-value < 2.2e-16
## alternative hypothesis: true correlation is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
## 0.7256502 0.8699014
## sample estimates:
## cor
## 0.809672cor.test(x = Cars93$Weight,
y = log10(Cars93$Horsepower),
alternative = "two.sided",
conf.level = 0.95,
method = "spearman")##
## Spearman's rank correlation rho
##
## data: Cars93$Weight and log10(Cars93$Horsepower)
## S = 26239, p-value < 2.2e-16
## alternative hypothesis: true rho is not equal to 0
## sample estimates:
## rho
## 0.8042527Ambos coeficientes de correlación son significativos (p_value \(\approx\) 0).
5.Coeficiente de determinación R2 (tamaño del efecto)
R2_pearson <- cor(x = Cars93$Weight,
y = log10(Cars93$Horsepower),
method = "pearson")
R2_pearson <- R2_pearson^2
R2_pearson## [1] 0.6555688R2_spearman <- cor(x = Cars93$Weight,
y = log10(Cars93$Horsepower),
method = "spearman")
R2_spearman <- R2_spearman^2
R2_spearman## [1] 0.64682256.Conclusión
Existe una correlación significativa entre el peso del vehículo y la potencia de su motor (r=0.8, p-value < 2.2e-16), con un tamaño de efecto medio-alto (\(R^2 = 0.66\)).
Ejemplo Jackknife correlation
Un equipo de investigadores quiere estudiar si existe correlación en la presencia de dos sustancias (A y B) en el agua de los ríos. Para ello han realizado una serie de mediciones en las que se cuantifica la concentración de las dos sustancias en 10 muestras independientes de agua. Se sospecha que el instrumento de lectura sufre alguna avería que provoca que algunas lecturas se disparen, por esta razón se quiere emplear un método de correlación robusto. El objetivo de este ejemplo es ilustrar el método de Jackknife, por lo que se asume que se cumplen las condiciones para la correlación de Pearson.
# Datos simulados de dos variables A y B
a <- c(12,9,6,7,2,5,4,0,1,8)
b <- c(3,5,1,9,5,3,7,2,10,5)
# Se introduce un outlier
a[5] <- 20
b[5] <- 16
datos <- data.frame(a,b)
plot(datos$a, type = "o", lty = 1, pch = 19, col = "firebrick",
ylab = "concentración", main = "Con outlier")
lines(datos$b, type = "o", pch = 19, lty = 1)
legend("topright", legend = c("A", "B"),
col = c("firebrick", "black"), lty = c(1,1), cex = 0.8)
## [1] 0.5249277# Se elimina el outlier
a <- a[-5]
b <- b[-5]
datos_sin_outlier <- data.frame(a,b)
plot(datos_sin_outlier$a, type = "o", pch = 19, col = "firebrick", ylim = c(0,20),
ylab = "concentración", main = "Sin outlier")
lines(datos_sin_outlier$b, type = "o", pch = 19, lty = 1)
legend("topright", legend = c("A", "B"), col = c("firebrick", "black"),
lty = c(1,1), cex = 0.8)
## [1] -0.1790631La observación numero 5 tiene una gran influencia en el resultado de la correlación, siendo de 0.52 en su presencia y de -0.18 si se excluye.
# FUNCIÓN PARA APLICAR JACKKNIFE A LA CORRELACIÓN DE PEARSON
correlacion_jackknife <- function(matriz, method = "pearson"){
n <- nrow(matriz) # número de observaciones
valores_jackknife <- rep(NA, n)
for (i in 1:n) {
# Loop para excluir cada observación y calcular la correlación
valores_jackknife[i] <- cor(matriz[-i, 1], matriz[-i, 2], method = method)
}
promedio_jackknife <- mean(valores_jackknife)
standar_error <- sqrt(((n - 1)/n)*sum((valores_jackknife-promedio_jackknife)^2))
bias <- (n - 1) * (promedio_jackknife - cor(matriz[, 1], matriz[, 2],
method = method))
return(list(valores_jackknife = valores_jackknife,
promedio = promedio_jackknife,
se = standar_error,
bias = bias))
}
correlacion <- correlacion_jackknife(datos)
correlacion$promedio## [1] 0.4854695## [1] 0.6409823 0.5394608 0.5410177 0.5414076 -0.1790631 0.5121559
## [7] 0.5504217 0.4528914 0.7237978 0.5316224## [1] 0.697034## [1] -0.3551246plot((correlacion$valores_jackknife - cor(datos$a, datos$b, method = "pearson")),
type = "o", pch = 19, ylab = "variación en la correlación")
El método Jackknife correlation solo ha sido capaz de amortiguar una pequeña parte de la influencia del outlier, sin embargo, si ha permitido identificar qué observación está afectando en mayor medida.
Matriz de correlaciones
Cuando se dispone de múltiples variables y se quiere estudiar la relación entre todas ellas se recurre al cálculo de matrices con el coeficiente de correlación de cada par de variables (pairwise correlation). También se generan gráficos de dispersión dos a dos. En R existen diferentes funciones que permiten realizar este estudio, las diferencias entre ellas son el modo en que se representan gráficamente los resultados.
Se quiere estudiar la relación entre el tamaño de diferentes partes de las flores. Para ello, se dispone del set de datos iris que consta de cuatro variables numéricas.
data(iris)
#Se seleccionan únicamente las variables numéricas
datos <- iris[,c(1,2,3,4)]
head(datos)
#No se muestra la diagonal inferior ya que es lo mismo que la superior
cor(x = datos, method = "pearson")## Sepal.Length Sepal.Width Petal.Length Petal.Width
## Sepal.Length 1.0000000 -0.1175698 0.8717538 0.8179411
## Sepal.Width -0.1175698 1.0000000 -0.4284401 -0.3661259
## Petal.Length 0.8717538 -0.4284401 1.0000000 0.9628654
## Petal.Width 0.8179411 -0.3661259 0.9628654 1.0000000library(psych)
multi.hist(x = datos, dcol = c("blue", "red"), dlty = c("dotted", "solid"),
main = "")
La función corrplot() del paquete corrplot recibe como argumento la matriz de correlaciones generada por la función cor() y genera diferentes tipos de heat maps mucho más visuales que la matriz numérica.
library(corrplot)
corrplot(corr = cor(x = datos, method = "pearson"), method = "number",
tl.cex = 0.7,number.cex = 0.8, cl.pos = "n")
Otros paquetes permiten representar a la vez los diagramas de dispersión y los valores de correlación para cada par de variables. Además de la distribución de cada una de las variables.
La función ggpairs() del paquete GGally basada en ggplot2 representa los diagramas de dispersión, el valor de la correlación e incluso interpreta el tipo de variable para que, en caso de ser categórica, representarla en forma de boxplot.
library(GGally)
ggpairs(iris, lower = list(continuous = "smooth"),
diag = list(continuous = "bar"), axisLabels = "none")
Correlación parcial
Como se ha explicado, la correlación estudia la relación (lineal o monotónica) existente entre dos variables. Puede ocurrir que la relación que muestran dos variables se deba a una tercera variable que influye sobre las otras dos, a este fenómeno se le conoce como confounding. Por ejemplo, si se correlaciona el tamaño del pie de una persona con su inteligencia, se encuentra una correlación positiva alta. Sin embargo, dicha relación se debe a una tercera variable que está relacionada con las otras dos, la edad. La correlación parcial permite estudiar la relación lineal entre dos variables bloqueando el efecto de una tercera (o más) variables. Si el valor de correlación de dos variables es distinto al valor de correlación parcial de esas mismas dos variables cuando se controla una tercera, significa que la tercera variable influye en las otras dos. La función en pcor.test() del paquete ppcor permite estudiar correlaciones parciales.
Ejemplo
Se quiere estudiar la relación entre las variables precio y peso de los automóviles. Se sospecha que esta relación podría estar influenciada por la variable potencia del motor, ya que a mayor peso del vehículo se requiere mayor potencia y, a su vez, motores más potentes son más caros.
library(MASS)
library(ggplot2)
data("Cars93")
#Se emplea el log del precio porque mejora la linealidad
ggplot(data = Cars93, aes(x = Weight, y = log(Price))) +
geom_point(colour = "red4") +
ggtitle("Diagrama de dispersión") +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5))
El gráfico permite intuir que existe una relación lineal entre el peso de un coche y el logaritmo de su precio.
##
## Pearson's product-moment correlation
##
## data: Cars93$Weight and log(Cars93$Price)
## t = 11.279, df = 91, p-value < 2.2e-16
## alternative hypothesis: true correlation is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
## 0.6629513 0.8370563
## sample estimates:
## cor
## 0.763544La correlación entre el peso y el logaritmo del precio es alta (r=0.764) y significativa (p-value < 2.2e-16). Sin embargo, cuando se estudia su relación bloqueando la variable potencia de motor, a pesar de que la relación sigue siendo significativa (p-value = 6.288649e-05) pasa a ser baja (r=0.4047).
Conclusión
La relación lineal existente entre el peso y el logaritmo del precio está influenciada por el efecto de la variable potencia de motor. Si se controla el efecto de la potencia, la relación lineal existente es baja (r=0.4047).
Regresión lineal simple
La información aquí presente recoge los principales conceptos de la regresión lineal. Se puede encontrar una descripción mucho más detallada en los libros Introduction to Statistical Learning y en Linear Models with R.
La regresión lineal simple consiste en generar un modelo de regresión (ecuación de una recta) que permita explicar la relación lineal que existe entre dos variables. A la variable dependiente o respuesta se le identifica como \(Y\) y a la variable predictora o independiente como \(X\).
El modelo de regresión lineal simple se describe de acuerdo a la ecuación: \[Y =\beta_{0} + \beta_{1}X_{1}+\epsilon\]
Siendo \(\beta_{0}\) la ordenada en el origen, \(\beta_{1}\) la pendiente y \(\epsilon\) el error aleatorio. Este último representa la diferencia entre el valor ajustado por la recta y el valor real. Recoge el efecto de todas aquellas variables que influyen en \(Y\) pero que no se incluyen en el modelo como predictores. Al error aleatorio también se le conoce como residuo.
En la gran mayoría de casos, los valores \(\beta_{0}\) y \(\beta_{1}\) poblacionales son desconocidos, por lo que, a partir de una muestra, se obtienen sus estimaciones \(\hat{\beta}_{0}\) y \(\hat{\beta}_{1}\). Estas estimaciones se conocen como coeficientes de regresión o least square coefficient estimates, ya que toman aquellos valores que minimizan la suma de cuadrados residuales, dando lugar a la recta que pasa más cerca de todos los puntos. (Existen alternativas al método de mínimos cuadrados para obtener las estimaciones de los coeficientes).
\[\hat{y} = \hat{\beta}_0 + \hat{\beta}_1x\]
\[\hat{\beta}_1 = \frac{\sum^n_{i=1}(x_i - \overline{x})(y_i - \overline{y})}{\sum^n_{i=1}(x_i - \overline{x})^2} =\frac{Sy}{Sx}R\]
\[\hat{\beta}_0 = \overline{y} - \hat{\beta}_1\overline{x}\]
Donde \(Sy\) y \(Sx\) son las desviaciones típicas de cada variable y \(R\) el coeficiente de correlación. \(\hat{\beta}_0\) es el valor esperado la variable \(Y\) cuando \(X\) = 0, es decir, la intersección de la recta con el eje y. Es un dato necesario para generar la recta, pero en ocasiones, no tiene interpretación práctica (situaciones en las que \(X\) no puede adquirir el valor 0).
Una recta de regresión puede emplearse para diferentes propósitos y dependiendo de ellos es necesario satisfacer distintas condiciones. En caso de querer medir la relación lineal entre dos variables, la recta de regresión lo va a indicar de forma directa (ya que calcula la correlación). Sin embargo, en caso de querer predecir el valor de una variable en función de la otra, no solo se necesita calcular la recta, sino que además hay que asegurar que el modelo sea bueno.
Inferencia mediante regresión lineal. Significancia e intervalo de confianza para \(\beta_0\) y \(\beta_1\)
En la mayoría de casos, aunque el estudio de regresión se aplica a una muestra, el objetivo último es obtener un modelo lineal que explique la relación entre las dos variables en toda la población. Esto significa que el modelo generado es una estimación de la relación poblacional a partir de la relación que se observa en la muestra y, por lo tanto, está sujeta a variaciones. Para cada uno de los parámetros de la ecuación de regresión lineal simple (\(\beta_0\) y \(\beta_1\)) se puede calcular su significancia (p-value) y su intervalo de confianza. El test estadístico más empleado es el t-test (existen alternativas no paramétricas).
El test de significancia para la pendiente (\(\beta_1\)) del modelo lineal considera como hipótesis:
\(H_0\): No hay relación lineal entre ambas variables por lo que la pendiente del modelo lineal es cero. \(\beta1 = 0\)
\(H_a\): Sí hay relación lineal entre ambas variables por lo que la pendiente del modelo lineal es distinta de cero. \(\beta1 \neq 0\)
De esta misma forma también se aplica a (\(\beta_0\))
Cálculo del estadístico T y del p-value:
\[t = \frac{\hat{\beta}_1 - 0}{SE(\hat{\beta}_1)} \ \ \ ; \ \ \ t = \frac{\hat{\beta}_0 - 0}{SE(\hat{\beta}_0)}\]
El error estándar de \(\hat{\beta}_0\) y \(\hat{\beta}_1\) se calcula con las siguientes ecuaciones:
\[SE(\hat{\beta}_0)^2 = \sigma^2 \left [ \frac{1}{n} + \frac{\overline{x}^2}{\sum^n_{i=1}(x_i -\overline{x})^2} \right ]\]
\[SE(\hat{\beta}_1)^2 = \frac{\sigma^2}{\sum^n_{i=1}(x_i -\overline{x})^2}\]
La varianza del error \(\sigma^2\) se estima a partir del Residual Standar Error (RSE), que puede entenderse como la diferencia promedio que se desvía la variable respuesta de la verdadera línea de regresión. En el caso de regresión lineal simple, RSE equivale a:
\[RSE = \sqrt{\frac{1}{n-2}RSS} = \sqrt{\frac{1}{n-2}\sum^n_{i=1}(y_i -\hat{y}_i)}\]
Grados de libertad (df) = número observaciones - 2 = número observaciones -número predictores - 1
p-value = P(|t| > valor calculado de t)
Intervalos de confianza
\[\hat{\beta}_0 \pm t_{df}^{\alpha/2} SE(\hat{\beta}_0)\] \[\hat{\beta}_1 \pm t_{df}^{\alpha/2} SE(\hat{\beta}_1)\]
Cuanto menor es el número de observaciones \(n\), menor la capacidad para calcular el error estándar del modelo. Como consecuencia, la exactitud de los coeficientes de regresión estimados se reduce. Esto tiene importancia sobretodo en la regresión múltiple.
En R, cuando se genera el modelo de regresión lineal, se devuelve junto con el valor de la pendiente y la ordenada en el origen el valor del estadístico \(t\) obtenido para cada uno y los p-value correspondientes. Esto permite saber, además de la estimación de \(\beta_0\) y \(\beta_1\) , si son significativamente distintos de 0. Si se desea conocer los intervalos de confianza para cada uno de los parámetros se pueden calcular con la función conint().
Residuos del modelo
El residuo de una estimación se define como la diferencia entre el valor observado y el valor esperado acorde al modelo. A la hora de sumarizar el conjunto de residuos hay dos posibilidades:
El sumatorio del valor absoluto de cada residuo.
El sumatorio del cuadrado de cada residuo (RSS). Esta es la aproximación más empleada (mínimos cuadrados) ya que magnifica las desviaciones más extremas. En R, cuando se genera un modelo los residuos también se calculan automáticamente y se almacenados dentro del modelo.
Cuanto mayor es el sumatorio del cuadrado de los residuos menor la precisión con la que el modelo puede predecir el valor de la variable dependiente a partir de la variable predictora. Los residuos son muy importantes puesto que en ellos se basan las diferentes medidas de la bondad de ajuste del modelo.
Bondad de ajuste del modelo
Una vez que se ha ajustado un modelo es necesario verificar su eficiencia, ya que aun siendo la línea que mejor se ajusta a las observaciones de entre todas las posibles, el modelo puede ser malo. Las medidas más utilizadas para medir la calidad del ajuste son: error estándar de los residuos, el test F y el coeficiente de determinación R2.
Error estándar de los residuos (Residual Standar Error, RSE): Mide la desviación promedio de cualquier punto estimado por el modelo respecto de la verdadera recta de regresión poblacional. Tiene las mismas unidades que la variable dependiente \(Y\). Una forma de saber si el valor del RSE es grande consiste en dividirlo entre el valor medio de la variable respuesta, obteniendo así un % de la desviación.
\[RSE = \sqrt{\frac{1}{n-p-1}RSS}\] En modelos lineales simples, dado que hay un único predictor \((n-p-1) = (n-2)\).
Coeficiente de determinación R2: Describe la proporción de variabilidad observada en la variable dependiente Y explicada por el modelo y relativa a la variabilidad total. Su valor está acotado entre 0 y 1. Al ser adimensional presenta la ventaja frente al RSE de ser más fácil de interpretar.
\[R^{2}=\frac{\text{Suma de cuadrados totales - Suma de cuadrados residuales}}{\text{Suma de cuadrados totales}}=\] \[1-\frac{\text{Suma de cuadrados residuales}}{\text{Suma de cuadrados totales}} = \] \[1-\frac{\sum(\hat{y_i}-y_i)^2}{\sum(y_i-\overline{y})^2}\]
En los modelos de regresión lineal simple el valor de \(R^2\) se corresponde con el cuadrado del coeficiente de correlación de Pearson (r) entre X e Y, no siendo así en regresión múltiple. Existe una modificación de \(R^2\) conocida como \(R^2-ajustado\) que se emplea principalmente en los modelos de regresión múltiple. Introduce una penalización cuantos más predictores se incorporan al modelo. En los modelos lineales simples no se emplea.
Test F: El test F es un test de hipótesis que considera como hipótesis nula que todos los coeficientes de correlación estimados son cero, frente a la hipótesis alternativa de que al menos uno de ellos no lo es. Se emplea en modelos de regresión múltiple para saber si al menos alguno de los predictores introducidos en el modelo contribuye de forma significativa. En modelos lineales simples, dado que solo hay un predictor, el p-value del test F es igual al p-value del t-test del predictor.
Condiciones para la regresión lineal
Linealidad: La relación entre ambas variables debe ser lineal. Para comprobarlo se puede recurrir a:
- Graficar ambas variables a la vez (scatterplot o diagrama de dispersión), superponiendo la recta del modelo generado por regresión lineal.
- Calcular los residuos para cada observación acorde al modelo generado y graficarlos (scatterplot). Deben distribuirse de forma aleatoria en torno al valor 0.
Distribución Normal de los residuos: Los residuos se tiene que distribuir de forma normal, con media igual a 0. Esto se puede comprobar con un histograma, con la distribución de cuantiles (qqnorm() + qqline()) o con un test de hipótesis de normalidad. Los valores extremos suelen ser una causa frecuente por la que se viola la condición de normalidad.
Varianza de residuos constante (homocedasticidad): La varianza de los residuos ha de ser aproximadamente constante a lo largo del eje \(X\). Se puede comprobar mediante gráficos (scatterplot) de los residuos de cada observación (formas cónicas son un claro indicio de falta de homocedasticidad) o mediante contraste de hipótesis mediante el test de Breusch-Pagan.
Valores atípicos y de alta influencia: Hay que estudiar con detenimiento los valores atípicos o extremos ya que pueden generar una falsa correlación que realmente no existe, u ocultar una existente. (Ver descripción detallada en la sección de apuntes varios).
Independencia, Autocorrelación: Las observaciones deben ser independientes unas de otras. Esto es importante tenerlo en cuenta cuando se trata de mediciones temporales. Puede detectarse estudiando si los residuos siguen un patrón o tendencia. Otro caso frecuente es el de tener varias mediciones para un mismo sujeto. En estos casos, primero se obtiene la media de cada uno y después se ajusta el modelo empleando las medias.
Dado que las condiciones se verifican a partir de los residuos, primero se suele generar el modelo y después se valida. De hecho, el ajuste de un modelo debe verse como un proceso iterativo en el que se ajusta un modelo inicial, se evalúa mediante sus residuos y se mejora. Así hasta llegar a un modelo óptimo.
Predicción de valores
Una vez generado un modelo que se pueda considerar válido, es posible predecir el valor de la variable dependiente \(Y\) para nuevos valores de la variable predictora \(X\). Es importante tener en cuenta que las predicciones deben, a priori, limitarse al rango de valores dentro del que se encuentran las observaciones con las que se ha generado el modelo. Esto es importante puesto que solo en esta región se tiene certeza de que se cumplen las condiciones para que el modelo sea válido. Para calcular las predicciones se emplea la ecuación generada por regresión.
Dado que el modelo generado se ha obtenido a partir de una muestra y por lo tanto las estimaciones de los coeficientes de regresión tienen un error asociado, también lo tienen los valores de las predicciones. Existen dos formas de medir la incertidumbre asociada con una predicción:
- Intervalos de confianza: Responden a la pregunta ¿Cuál es el intervalo de confianza del valor promedio de la variable respuesta \(Y\) para un determinado valor \(k\) del predictor \(X\)?
\[\hat{y} \pm t_{\alpha / 2, n - 2} \sqrt{MSE \left(\frac{1}{n} + \frac{(x_k - \bar{x})^2}{\sum(x_i - \bar{x}^2)} \right)}\]
- Intervalos de predicción: Responden a la pregunta ¿Dentro de que intervalo se espera que esté el valor de la variable respuesta \(Y\) para un determinado valor \(k\) del predictor \(X\)?
\[\hat{y} \pm t_{\alpha / 2, n - 2} \sqrt{MSE \left(1 + \frac{1}{n} + \frac{(x_k - \bar{x})^2}{\sum (x_i - \bar{x})^2} \right)}\]
Si bien ambas preguntas parecen similares, la diferencia se encuentra en que los intervalos de confianza se aplican al valor promedio que se espera de \(Y\) para un determinado valor de \(X\), mientras que los intervalos de predicción no se aplican al promedio. Por esta razón los segundos siempre son más amplios que los primeros.
En R se puede emplear la función predict() que recibe como argumento el modelo calculado, un dataframe con los nuevos valores del predictor \(X\) y el tipo de intervalo (confidence o prediction).
Una característica que deriva de la forma en que se calcula el margen de error en los intervalos de confianza y predicción, es que el intervalo se ensancha a medida que los valores de \(X\) se aproximan a los extremos el rango observado.
library(ggplot2)
ggplot(data = mtcars, aes(x = hp, y = mpg)) +
geom_point() +
geom_smooth(method = "lm", se = TRUE, color = "firebrick") +
theme_bw() + labs(x = "", y = "")
¿Por qué ocurre esto? Prestando atención a la ecuación del error estándar del intervalo de confianza, el numerador contiene el término \((x_k - \bar{x})^2\) (lo mismo ocurre para el intervalo de predicción).
\[\sqrt{MSE \left(\frac{1}{n} + \frac{(x_k - \bar{x})^2}{\sum(x_i - \bar{x}^2)} \right)}\]
Este término se corresponde con la diferencia al cuadrado entre el valor \(x_k\) para el que se hace la predicción y la media \(\bar{x}\) de los valores observados del predictor \(X\). Cuanto más se aleje \(x_k\) de \(\bar{x}\) mayor es el numerador y por lo tanto el error estándar.
Ejemplo
Un analista de deportes quiere saber si existe una relación entre el número de bateos que realiza un equipo de béisbol y el número de runs que consigue. En caso de existir y de establecer un modelo, podría predecir el resultado del partido.
equipos <- c("Texas","Boston","Detroit","Kansas","St.","New_S.","New_Y.",
"Milwaukee","Colorado","Houston","Baltimore","Los_An.","Chicago",
"Cincinnati","Los_P.","Philadelphia","Chicago","Cleveland","Arizona",
"Toronto","Minnesota","Florida","Pittsburgh","Oakland","Tampa",
"Atlanta","Washington","San.F","San.I","Seattle")
numero_bateos <- c(5659, 5710, 5563, 5672, 5532, 5600, 5518, 5447, 5544, 5598,
5585, 5436, 5549, 5612, 5513, 5579, 5502, 5509, 5421, 5559,
5487, 5508, 5421, 5452, 5436, 5528, 5441, 5486, 5417, 5421)
runs <- c(855, 875, 787, 730, 762, 718, 867, 721, 735, 615, 708, 644, 654, 735,
667, 713, 654, 704, 731, 743, 619, 625, 610, 645, 707, 641, 624, 570,
593, 556)
datos <- data.frame(equipos,numero_bateos,runs)
head(datos)1.Representación gráfica de las observaciones
El primer paso antes de generar un modelo de regresión es representar los datos para poder intuir si existe una relación y cuantificar dicha relación mediante un coeficiente de correlación. Si en este paso no se detecta la posible relación lineal, no tiene sentido seguir adelante generando un modelo lineal (se tendrían que probar otros modelos).
library(ggplot2)
ggplot(data = datos, mapping = aes(x = numero_bateos, y = runs)) +
geom_point(color = "firebrick", size = 2) +
labs(title = 'Diagrama de dispersión', x = 'número de bateos') +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5))
##
## Pearson's product-moment correlation
##
## data: datos$numero_bateos and datos$runs
## t = 4.0801, df = 28, p-value = 0.0003388
## alternative hypothesis: true correlation is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
## 0.3209675 0.7958231
## sample estimates:
## cor
## 0.610627El gráfico y el test de correlación muestran una relación lineal, de intensidad considerable (r = 0.61) y significativa (p-value = 0.0003388). Tiene sentido intentar generar un modelo de regresión lineal que permita predecir el número de runs en función del número de bateos del equipo.
2.Cálculo del modelo de regresión lineal simple
modelo_lineal <- lm(runs ~ numero_bateos, datos)
# lm() devuelve el valor de la variable y para x=0 (intersección) junto
# con la pendiente de la recta.
# Para ver la información del modelo se requiere summary().
summary(modelo_lineal)##
## Call:
## lm(formula = runs ~ numero_bateos, data = datos)
##
## Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -125.58 -47.05 -16.59 54.40 176.87
##
## Coefficients:
## Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
## (Intercept) -2789.2429 853.6957 -3.267 0.002871 **
## numero_bateos 0.6305 0.1545 4.080 0.000339 ***
## ---
## Signif. codes: 0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
##
## Residual standard error: 66.47 on 28 degrees of freedom
## Multiple R-squared: 0.3729, Adjusted R-squared: 0.3505
## F-statistic: 16.65 on 1 and 28 DF, p-value: 0.0003388La primera columna (Estimate) devuelve el valor estimado para los dos parámetros de la ecuación del modelo lineal (\(\hat{\beta_0}\) y \(\hat{\beta_1}\)) que equivalen a la ordenada en el origen y la pendiente.
Se muestran los errores estándar, el valor del estadístico t y el p-value (dos colas) de cada uno de los dos parámetros. Esto permite determinar si los parámetros son significativamente distintos de 0, es decir, que tienen importancia en el modelo. En los modelos de regresión lineal simple, el parámetro más informativo suele ser la pendiente.
Para el modelo generado, tanto la ordenada en el origen como la pendiente son significativas (p-values < 0.05).
El valor de \(R^2\) indica que el modelo calculado explica el 37.29% de la variabilidad presente en la variable respuesta (runs) mediante la variable independiente (número de bateos).
El p-value obtenido en el test F (0.0003388) determina que sí es significativamente superior la varianza explicada por el modelo en comparación a la varianza total. Es el parámetro que determina si el modelo es significativo y por lo tanto se puede aceptar.
El modelo lineal generado sigue la ecuación runs = -2789.2429 + 0.6305 bateos. Por cada unidad que se incrementa el número de bateos, el número de runs aumenta en promedio 0.6305 unidades.
3.Intervalos de confianza para los parámetros del modelo
## 2.5 % 97.5 %
## (Intercept) -4537.9592982 -1040.5264727
## numero_bateos 0.3139863 0.94711374.Representación gráfica del modelo
ggplot(data = datos, mapping = aes(x = numero_bateos, y = runs)) +
geom_point(color = "firebrick", size = 2) +
labs(title = 'Runs ~ número de bateos', x = 'número de bateos') +
geom_smooth(method = "lm", se = FALSE, color = "black") +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5))
Además de la línea de mínimos cuadrados es recomendable incluir los límites superior e inferior del intervalo de confianza. Esto permite identificar la región en la que, según el modelo generado y para un determinado nivel de confianza, se encuentra el valor promedio de la variable dependiente.
Para poder representar el intervalo de confianza a lo largo de todo el modelo se recurre a la función predict() para predecir valores que abarquen todo el eje X. Se añaden al gráfico líneas formadas por los límites superiores e inferiores calculados para cada predicción.
# Se genera una secuencia de valores x_i que abarquen todo el rango de las
# observaciones de la variable X
puntos <- seq(from = min(datos$numero_bateos),
to = max(datos$numero_bateos),
length.out = 100)
# Se predice el valor de la variable Y junto con su intervalo de confianza para
# cada uno de los puntos generados. En la función predict() hay que nombrar a
# los nuevos puntos con el mismo nombre que la variable X del modelo.
# Devuelve una matriz.
limites_intervalo <- predict(object = modelo_lineal,
newdata = data.frame(numero_bateos = puntos),
interval = "confidence", level = 0.95)
head(limites_intervalo, 3) ## fit lwr upr
## 1 626.4464 584.5579 668.3350
## 2 628.3126 587.1743 669.4509
## 3 630.1788 589.7830 670.5745# Finalmente se añaden al gráfico las líneas formadas por los límites
# superior e inferior.
plot(datos$numero_bateos, datos$runs, col = "firebrick", pch = 19, ylab = "runs",
xlab = "número de bateos", main = 'Runs ~ número de bateos')
abline(modelo_lineal, col = 1)
lines(x = puntos, y = limites_intervalo[,2],type = "l", col = 2, lty = 3)
lines(x = puntos, y = limites_intervalo[,3],type = "l", col = 3, lty = 3)
La función geom_smooth() del paquete ggplot2 genera la regresión y su intervalo de forma directa.
ggplot(data = datos, mapping = aes(x = numero_bateos, y = runs)) +
geom_point(color = "firebrick", size = 2) +
labs(title = 'Diagrama de dispersión', x = 'número de bateos') +
geom_smooth(method = "lm", se = TRUE, color = "black") +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5))
5.Verificar condiciones para poder aceptar un modelo lineal
Relación lineal entre variable dependiente e independiente:
Se calculan los residuos para cada observación y se representan (scatterplot). Si las observaciones siguen la línea del modelo, los residuos se deben distribuir aleatoriamente entorno al valor 0.
# La función lm() calcula y almacena los valores predichos por el modelo y los
# residuos.
datos$prediccion <- modelo_lineal$fitted.values
datos$residuos <- modelo_lineal$residuals
head(datos)ggplot(data = datos, aes(x = prediccion, y = residuos)) +
geom_point(aes(color = residuos)) +
scale_color_gradient2(low = "blue3", mid = "grey", high = "red") +
geom_hline(yintercept = 0) +
geom_segment(aes(xend = prediccion, yend = 0), alpha = 0.2) +
labs(title = "Distribución de los residuos", x = "predicción modelo",
y = "residuo") +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5), legend.position = "none")
Los residuos se distribuyen de forma aleatoria entorno al 0 por lo que se acepta la linealidad.
Distribución normal de los residuos:
Los residuos se deben distribuir de forma normal con media 0. Para comprobarlo se recurre a histogramas, a los cuantiles normales o a un test de contraste de normalidad.
ggplot(data = datos, aes(x = residuos)) +
geom_histogram(aes(y = ..density..)) +
labs(title = "histograma de los residuos") +
theme_light()
##
## Shapiro-Wilk normality test
##
## data: modelo_lineal$residuals
## W = 0.96144, p-value = 0.337Tanto la representación gráfica como el contraste de hipótesis confirman la distribución normal de los residuos.
Varianza constante de los residuos (Homocedasticidad):
La variabilidad de los residuos debe de ser constante a lo largo del eje \(X\). Un patrón cónico es indicativo de falta de homogeneidad en la varianza.
ggplot(data = datos, aes(x = prediccion, y = residuos)) +
geom_point(aes(color = residuos)) +
scale_color_gradient2(low = "blue3", mid = "grey", high = "red") +
geom_segment(aes(xend = prediccion, yend = 0), alpha = 0.2) +
geom_smooth(se = FALSE, color = "firebrick") +
labs(title = "Distribución de los residuos", x = "predicción modelo",
y = "residuo") +
geom_hline(yintercept = 0) +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5), legend.position = "none")
##
## studentized Breusch-Pagan test
##
## data: modelo_lineal
## BP = 0.01269, df = 1, p-value = 0.9103Ni la representación gráfica ni el contraste de hipótesis muestran evidencias que haga sospechar falta de homocedasticidad.
Autocorrelación de residuos:
Cuando se trabaja con intervalos de tiempo, es muy importante comprobar que no existe aoutocorrelación de los residuos, es decir que son independientes. Esto puede hacerse detectando visualmente patrones en la distribución de los residuos cuando se ordenan según se han registrado o con el test de Durbin-Watson dwt() del paquete Car.
ggplot(data = datos, aes(x = seq_along(residuos), y = residuos)) +
geom_point(aes(color = residuos)) +
scale_color_gradient2(low = "blue3", mid = "grey", high = "red") +
geom_line(size = 0.3) +
labs(title = "Distribución de los residuos", x = "index", y = "residuo") +
geom_hline(yintercept = 0) +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5), legend.position = "none")
En este caso, la representación de los residuos no muestra ninguna tendencia.
6.Identificación de valores atípicos: outliers, leverage y observaciones influyentes
Outlier u observación atípica: Observaciones que no se ajustan bien al modelo. El valor real se aleja mucho del valor predicho, por lo que su residuo es excesivamente grande. En una representación bidimensional se corresponde con desviaciones en el eje \(Y\).
Observación influyente: Observación que influye sustancialmente en el modelo, su exclusión afecta al ajuste. No todos los outliers tienen por qué ser influyentes.
Observación con alto leverage: Observación con un valor extremo para alguno de los predictores. En una representación bidimensional se corresponde con desviaciones en el eje \(X\). Son potencialmente puntos influyentes.
Independientemente de que el modelo se haya podido aceptar, siempre es conveniente identificar si hay algún posible outlier, observación con alto leverage u observación altamente influyente, puesto que podría estar condicionando en gran medida el modelo. La eliminación de este tipo de observaciones debe de analizarse con detalle y dependiendo de la finalidad del modelo. Si el fin es predictivo, un modelo sin estas observaciones puede lograr mayor precisión la mayoría de casos. Sin embargo, es muy importante prestar atención a estos valores ya que, de no ser errores de medida, pueden ser los casos más interesantes. El modo adecuado a proceder cuando se sospecha de algún posible valor atípico o influyente es calcular el modelo de regresión incluyendo y excluyendo dicho valor.
library(ggrepel)
library(dplyr)
datos$studentized_residual <- rstudent(modelo_lineal)
ggplot(data = datos, aes(x = prediccion, y = abs(studentized_residual))) +
geom_hline(yintercept = 3, color = "grey", linetype = "dashed") +
# se identifican en rojo observaciones con residuos studentized absolutos > 3
geom_point(aes(color = ifelse(abs(studentized_residual) > 3, 'red', 'black'))) +
scale_color_identity() +
#se muestra el equipo al que pertenece la observación atípica
geom_text_repel(data = filter(datos, abs(studentized_residual) > 3),
aes(label = equipos)) +
labs(title="Distribución de los residuos studentized", x="predicción modelo") +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5), legend.position = "none")
## [1] 7El estudio de los residuos studentized identifica al equipo de New_Y. como una posible observación atípica. Esta observación ocupa la posición 7 en la tabla de datos.
El hecho de que un valor sea atípico o con alto grado de leverage no implica que sea influyente en el conjunto del modelo. Sin embargo, si un valor es influyente, suele ser o atípico o de alto leverage. En R se dispone de la función outlierTest() del paquete car y de las funciones influence.measures(), influencePlot() y hatvalues() para identificar las observaciones más influyentes en el modelo.
## Potentially influential observations of
## lm(formula = runs ~ numero_bateos, data = datos) :
##
## dfb.1_ dfb.nmr_ dffit cov.r cook.d hat
## 2 -0.53 0.54 0.58 1.27_* 0.17 0.22_*
## 7 0.05 -0.04 0.58 0.61_* 0.13 0.03
Las funciones influence.measures() e influencePlot() detectan la observación 7 como atípica pero no significativamente influyente. Sí detectan como influyente la observación que ocupa la segunda posición. Para evaluar hasta qué punto condiciona el modelo, se recalcula la recta de mínimos cuadrados excluyendo esta observación.
ggplot(data = datos, mapping = aes(x = numero_bateos, y = runs)) +
geom_point(color = "grey50", size = 2) +
geom_smooth(method = "lm", se = FALSE, color = "black") +
#se resalta el valor excluido
geom_point(data = datos[2,], color = "red", size = 2) +
#se añade la nueva recta de mínimos cuadrados
geom_smooth(data = datos[-2,], method = "lm", se = FALSE, color = "blue") +
labs(title = 'Diagrama de dispersión', x = 'número de bateos') +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(hjust = 0.5), legend.position = "none")
La eliminación del valor identificado como influyente apenas cambia la recta de mínimos cuadrados. Para conocer con exactitud el resultado de excluir la observación se comparan las pendientes de ambos modelos.
## (Intercept) numero_bateos
## -2789.24289 0.63055## (Intercept) numero_bateos
## -2335.7478247 0.5479527Conclusión
Dado que se satisfacen todas las condiciones para considerar válido un modelo de regresión lineal por mínimos cuadrados y que el p-value indica que el ajuste es significativo, se puede aceptar el modelo lineal. A pesar de ello, el valor de R2 no es muy alto por lo que el número de bateos no es muy buen predictor del número de runs.
Evaluación de los residuos de un modelo lineal simple mediante gráficos R
Como se ha descrito en el apartado anterior, la evaluación de las condiciones que hacen válido un modelo de regresión lineal simple se hace en gran medida mediante representaciones gráficas de los residuos. El objeto devuelto por la función lm() puede pasarse como argumento a la función plot() obteniendo así 4 gráficos que permiten evaluar los residuos.
Apuntes varios (miscellaneous)
En este apartado recojo comentarios, definiciones y puntualizaciones que he ido encontrando en diferentes fuentes y que, o bien no he tenido tiempo de introducir en el cuerpo principal del documento, o que he considerado mejor mantenerlos al margen como información complementaria.
Origen del método de mínimos cuadrados y regresión
Linear Models with R, by Julian J. Faraway
El método de mínimos cuadrados fue publicado en 1805 por Adrien Marie Legendre. El término regresión proviene de la publicación que hizo Francis Galton en 1985 llamada Regression to mediocrity. En ella, Galton emplea el método de mínimos cuadrados para demostrar que los hijos de parejas altas tienden a ser también altos pero no tanto como sus padres y que los hijos de parejas de poca estatura tienden a ser bajos pero no tanto como sus padres.
Significado de modelo lineal
Linear Models with R, by Julian J. Faraway
En los modelos lineales los parámetros se incorporan en la ecuación de forma lineal, sin embargo, los predictores no tienen por qué ser lineales. La siguiente ecuación muestra un modelo lineal en el que el predictor \(X_2\) no es lineal:
\[y = \beta_0 + \beta_1X_1 + \beta_2log(X_2) + \epsilon\] En contraposición, el siguiente no es un modelo lineal:
\[y = \beta_0 + \beta_1X_1^{\beta_2} + \epsilon\]
En ocasiones, algunas relaciones no lineales pueden transformarse de forma que se pueden expresar de manera lineal:
\[y = \beta_0X_1^{\beta_1}\epsilon \] \[log(y)=log(\beta_0) + \beta_1log(X_1) + log(\epsilon)\]
Estimación de la varianza de un modelo lineal por mínimos cuadrados
Linear Models with R, by Julian J. Faraway
La estimación de la varianza (\(\sigma^2\)) de un modelo lineal obtenido por mínimos cuadrados es: \[\sigma^2 = \frac{RSS}{n - p}\] El termino Residual Standar Error (RSE), es la raíz cuadrada de \(\sigma^2\): \[RSE = \sqrt{\frac{RSS}{n - p}}\]
Ventajas del método de mínimos cuadrados para estimar los coeficientes de un modelo lineal
Linear Models with R, by Julian J. Faraway
Si bien existen alternativas al método de mínimos cuadrados para obtener la estimación de los coeficientes de correlación \(\hat{\beta_i}\) de un modelo lineal, este presenta una serie de ventajas:
- Tiene una interpretación geométrica, lo que facilita su comprensión,
- Si los errores son independientes y se distribuyen de forma normal, su solución equivale a la estimación de máxima verosimilitud (likelihood).
- Los \(\hat{\beta_i}\) son estimaciones insesgadas.
Identificación de outliers, observaciones con alto leverage y observaciones influyentes
Linear Models with R, by Julian J. Faraway
Outlier u observación atípica: Observaciones que no se ajustan bien al modelo. El valor real de la variable respuesta se aleja mucho del valor predicho, por lo que su residuo es excesivamente grande. En una representación bidimensional se corresponde con desviaciones en el eje \(Y\).
set.seed(123)
datos <- data.frame(x = 1:10, y = 1:10 + rnorm(10))
modelo_1 <- lm(y ~ x, data = datos)
observacion <- c(5.5, 12)
modelo_2 <- lm(y ~ x, data = rbind(datos, observacion))
plot(y ~ x, data = rbind(datos, observacion), pch = 19)
points(5.5, 12, pch = 4, cex = 3, col = "red")
legend(x = "topleft", legend = c("con outlier", "sin outlier"), lty = c(2, 1))
abline(modelo_1)
abline(modelo_2, lty = 2)
Observación con alto leverage: Observación con un valor extremo para alguno de los predictores. En una representación bidimensional se corresponde con desviaciones en el eje \(X\). Son potencialmente puntos influyentes.
observacion <- c(15, 15.1)
modelo_2 <- lm(y ~ x, data = rbind(datos, observacion))
plot(y ~ x, data = rbind(datos, observacion), pch = 19)
points(15, 15.1, pch = 4, cex = 3, col = "red")
legend(x = "topleft", legend = c("con obs. leverage", "sin obs. leverage"),
lty = c(2, 1))
abline(modelo_1)
abline(modelo_2, lty = 2)
Observación influyente: Observación que influye sustancialmente en el modelo, su exclusión afecta al ajuste. No todos los outliers u observaciones con alto leverage tienen por qué ser influyentes.
observacion <- c(15, 5.1)
modelo_2 <- lm(y ~ x, data = rbind(datos, observacion))
plot(y ~ x, data = rbind(datos, observacion), pch = 19)
points(15, 5.1, pch = 4, cex = 3, col = "red")
legend(x = "topleft", legend = c("con obs. influyente","sin obs. influyente"),
lty = c(2, 1), cex = 0.9)
abline(modelo_1)
abline(modelo_2, lty = 2)
Independientemente de que el modelo se haya podido aceptar, siempre es conveniente identificar si hay algún posible outlier, observación con alto leverage u observación altamente influyente, puesto que podría estar condicionando en gran medida el modelo. La eliminación de este tipo de observaciones debe de analizarse con detalle y dependiendo de la finalidad del modelo. Si el fin es predictivo, un modelo sin estas observaciones puede ser más útil para predecir con precisión la mayoría de casos. Sin embargo, es muy importante prestar atención a estos valores ya que, de no ser errores de medida, pueden ser los casos más interesantes. El modo adecuado a proceder cuando se sospecha de algún posible valor atípico o influyente es calcular el modelo de regresión incluyendo y excluyendo dicho valor.
Para el estudio de los grados de leverage (\(hi\)) de cada observación se tiene en cuenta únicamente el valor de los predictores \(X\), no el de la variable respuesta \(Y\). \(hi\) equivale al cuadrado de la distancia de Mahalanobis, por lo que valores altos se corresponden con valores extremos del o de los predictores. Observaciones cuyos valores (\(hi\)) superen \(2.5x((p+1)/n)\), siendo \(p\) el número de predictores y \(n\) el número de observaciones, deben tenerse en consideración por su posible influencia. La función hatvalues() calcula el leverage de las observaciones de un modelo.
El estudio de ouliers puede hacerse utilizando los residuos. Si la variable respuesta real de una observación está muy alejada del valor esperado acorde al modelo, su residuo será grande. Asumiendo que los residuos de un modelo se distribuyen de forma normal, se pueden estandarizar/normalizar, \((\epsilon_i - \hat{\epsilon})/ sd(\epsilon)\), e identificar aquellos cuyo valor exceda \(\pm3\) como atípicos. Esta aproximación, aunque útil, tiene aun limitación importante. Si la observación es un outlier tal que influye sobre el modelo lo suficiente para aproximarlo hacia ella, el residuo será pequeño y pasará desapercibido en la estandarización. Una forma de evitar pasar por alto este tipo de outliers es emplear los residuos studentized (también conocidos como jackknife residuals) en lugar de los residuos estandarizados. Se trata de un proceso iterativo en el que se va excluyendo cada vez una observación \(i\) distinta y se reajusta el modelo con las \(n-1\) restantes. En cada proceso de exclusión y reajuste se calcula la diferencia (\(d_i\)) entre el valor predicho para \(i\) habiendo y sin haber excluido esa observación. Finalmente, se normalizan las diferencias \(d_i\) y se detectan aquellas cuyo valor absoluto es mayor que 3. El estudio de outliers mediante studentized residuals es el más adecuado. En R se pueden calcular con la función rstudent().
Tanto el valor estandarizado como el studentized de los residuos sigue una distribución t-student, por lo que es posible obtener el p-value asociado. Sí se emplean los p-values para extraer conclusiones sobre las observaciones, es importante tener en cuenta que se trata de comparaciones múltiples, por lo que es necesario corregir o controlar la inflación del error de tipo I.
El hecho de que un valor sea atípico o con alto grado de leverage no implica que sea influyente en el conjunto del modelo. Sin embargo, si un valor es influyente, suele ser o atípico o de alto leverage. Existen diferentes formas de evaluar la influencia de las observaciones:
La distancia de Cook es una medida muy utilizada que combina, en un único valor, la magnitud del residuo y el grado de leverage. Valores de Cook mayores a 1 suelen considerarse como influyentes.
Evaluar el cambio en los coeficientes de regresión tras excluir la observación: Se trata de un proceso iterativo en el que cada vez se excluye una observación distinta y se reajusta el modelo. En cada iteración se registra la diferencia en los coeficientes de regresión con y sin la observación, dividida entre el SE del predictor en el modelo sin la observación. \[Dfbetas_i = \frac{\hat{\beta} - \hat{\beta_i}}{SE_{\hat{\beta_i}}}\] Al tratarse de un valor estandarizado, es sencillo identificar que observaciones influyen más y en que magnitud. En la práctica, se considera una observación influyente cuando \(|Dfbetas| > 1\) para un pequeño conjunto de datos y \(|Dfbetas| >\sqrt {2/n}\) en general. La función
dfbeta()realiza esta comparación.
library(faraway)
library(ggplot2)
data("savings")
savings$pais <- rownames(savings)
modelo_lineal <- lm(sr ~ pop15 + pop75 + dpi + ddpi, savings)
# Se evalúa la influencia de cada observación sobre cada predictor
# El siguiente código es útil tanto para modelos simples como múltiples
predictores <- names(coef(modelo_lineal))[-1]
for (i in seq_along(predictores)) {
diferencia_coef <- dfbeta(modelo_lineal)[, predictores[i]]
diferencia_coef <- data.frame(diferencia_coef = diferencia_coef,
pais = names(diferencia_coef),
index = 1:length(diferencia_coef))
p <- ggplot(data = diferencia_coef, aes(x = index, y = diferencia_coef)) +
geom_point() +
geom_label(aes(label = pais), size = 3) +
labs(title = predictores[i]) +
theme_bw()
print(p)
}
Para este ejemplo, las observaciones Japan y Libya son las más influyentes sobre el predictor pop15. El mismo análisis debería hacerse para cada predictor.
Regresión lineal con un predictor categórico de dos niveles y su relación con el t-test
Linear Models with R, by Julian J. Faraway
El set de datos sexab del paquete faraway contiene los resultados de un estudio en el que se investigó las secuelas que padecen mujeres adultas debido a abusos sufridos durante la infancia. En una clínica médica se midió el nivel de estrés post-traumático (ptsd) y nivel de abuso físico sufrido (cpa), ambos en escalas estandarizadas, en 45 mujeres que fueron víctimas en su infancia (csa). Las mismas mediciones se registraron para 31 mujeres que no sufrieron ningún tipo de abuso.
## sexab$csa: Abused
## cpa ptsd csa
## Min. :-1.115 Min. : 5.985 Abused :45
## 1st Qu.: 1.415 1st Qu.: 9.374 NotAbused: 0
## Median : 2.627 Median :11.313
## Mean : 3.075 Mean :11.941
## 3rd Qu.: 4.317 3rd Qu.:14.901
## Max. : 8.647 Max. :18.993
## ------------------------------------------------------------
## sexab$csa: NotAbused
## cpa ptsd csa
## Min. :-3.1204 Min. :-3.349 Abused : 0
## 1st Qu.:-0.2299 1st Qu.: 3.544 NotAbused:31
## Median : 1.3216 Median : 5.794
## Mean : 1.3088 Mean : 4.696
## 3rd Qu.: 2.8309 3rd Qu.: 6.838
## Max. : 5.0497 Max. :10.914ggplot(data = sexab, aes(x = csa, y = ptsd, colour = csa)) +
geom_boxplot() +
theme_bw() +
theme(legend.position = "none")
Se observa que las víctimas de abusos tienen niveles más altos de estrés post-traumático en comparación a las mujeres que no han sufrido abusos.
Una forma de comparar si está diferencia es significativa, es mediante un t-test.
# Cálculo de la varianza de cada grupo para determinar si son similares
aggregate(ptsd ~ csa, data = sexab, FUN = var)##
## Two Sample t-test
##
## data: ptsd by csa
## t = 8.9387, df = 74, p-value = 2.172e-13
## alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
## 5.630165 8.860273
## sample estimates:
## mean in group Abused mean in group NotAbused
## 11.941093 4.695874El contraste de hipótesis muestra una clara significancia en la diferencia de medias (p-value = 2.172e-13).
Este mismo contraste puede realizarse desde la perspectiva de un modelo lineal incluyendo la variable cualitativa como predictor. Para hacerlo, cada uno de los niveles del predictor se tiene que convertir en una variable dummy cuyo valor puede ser 0 o 1.
\[ptsd = \beta_0 + \beta_1 dummy_{Abused} + \beta_2 dummy_{NotAbused}\]
\[dummy_i = \left \{ \begin{matrix} 0 & \mbox{la observacion no pertenece al nivel i} \\ 1 & \mbox{la observacion pertenece al nivel i }\end{matrix}\right.\]
Para cada observación, únicamente una de las variables dummy toma el valor 1, por ejemplo, si una mujer sí ha sufrido abusos infantiles, el modelo queda:
\[ptsd = \beta_0 + \beta_1 dummy_{Abused}\]
sexab$abused <- ifelse(test = sexab$csa == "Abused", yes = 1, no = 0)
sexab$not_abused <- ifelse(test = sexab$csa == "NotAbused", yes = 1, no = 0)
rbind(head(sexab, 3), tail(sexab, 3))Se puede observar que la información de las dos variables dummy es redundante, al haber solo dos niveles, y dado que solo uno de ellos puede tomar el valor 1, conociendo uno se conoce el otro. Para evitar que aparezca el problema de la singularidad al ajustar el modelo, una de las dos variables se excluye del modelo y se considera como el nivel de referencia.
##
## Call:
## lm(formula = ptsd ~ abused, data = sexab)
##
## Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -8.0451 -2.3123 0.0951 2.1645 7.0514
##
## Coefficients:
## Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
## (Intercept) 4.6959 0.6237 7.529 1.00e-10 ***
## abused 7.2452 0.8105 8.939 2.17e-13 ***
## ---
## Signif. codes: 0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
##
## Residual standard error: 3.473 on 74 degrees of freedom
## Multiple R-squared: 0.5192, Adjusted R-squared: 0.5127
## F-statistic: 79.9 on 1 and 74 DF, p-value: 2.172e-13El p-value obtenido para el predictor abused es el mismo que el obtenido en el t-test empleado anteriormente para comparar las medias. El valor estimado de la intersección (4.6959), se corresponde con valor promedio de la variable respuesta en el nivel de referencia. La pendiente estimada (7.2452) se interpreta como el valor promedio de la influencia que tiene el predictor sobre la variable respuesta en comparación al nivel de referencia. En este caso, las mujeres que han sufrido abusos durante su infancia tienen en promedio 7.2452 unidades más de ptsd que las que no los han sufrido. Esta cantidad se corresponde con la diferencia de medias de ambos niveles.
## [1] 11.94109## [1] 4.695874## [1] 7.245219Independientemente del nivel que se escoja como referencia, el resultado es el mismo. Lo único que cambia es el valor de la intersección, ya que cambia el nivel de referencia, y el signo de la pendiente.
##
## Call:
## lm(formula = ptsd ~ not_abused, data = sexab)
##
## Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -8.0451 -2.3123 0.0951 2.1645 7.0514
##
## Coefficients:
## Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
## (Intercept) 11.9411 0.5177 23.067 < 2e-16 ***
## not_abused -7.2452 0.8105 -8.939 2.17e-13 ***
## ---
## Signif. codes: 0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
##
## Residual standard error: 3.473 on 74 degrees of freedom
## Multiple R-squared: 0.5192, Adjusted R-squared: 0.5127
## F-statistic: 79.9 on 1 and 74 DF, p-value: 2.172e-13En R la función lm() identifica automáticamente si un predictor es de tipo cualitativo y escoge como nivel de referencia el primero en base al orden alfabético.
##
## Call:
## lm(formula = ptsd ~ csa, data = sexab)
##
## Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -8.0451 -2.3123 0.0951 2.1645 7.0514
##
## Coefficients:
## Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
## (Intercept) 11.9411 0.5177 23.067 < 2e-16 ***
## csaNotAbused -7.2452 0.8105 -8.939 2.17e-13 ***
## ---
## Signif. codes: 0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
##
## Residual standard error: 3.473 on 74 degrees of freedom
## Multiple R-squared: 0.5192, Adjusted R-squared: 0.5127
## F-statistic: 79.9 on 1 and 74 DF, p-value: 2.172e-13Si se desea especificar cual debe ser el nivel de referencia empleado por lm(), se puede recurrir a la función relevel()
##
## Call:
## lm(formula = ptsd ~ csa, data = sexab)
##
## Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -8.0451 -2.3123 0.0951 2.1645 7.0514
##
## Coefficients:
## Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
## (Intercept) 4.6959 0.6237 7.529 1.00e-10 ***
## csaAbused 7.2452 0.8105 8.939 2.17e-13 ***
## ---
## Signif. codes: 0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
##
## Residual standard error: 3.473 on 74 degrees of freedom
## Multiple R-squared: 0.5192, Adjusted R-squared: 0.5127
## F-statistic: 79.9 on 1 and 74 DF, p-value: 2.172e-13Es importante tener en cuenta que los p-values obtenidos por un t-test y por un modelo lineal que contenga un predictor cualitativo con dos niveles serán los mismos siempre y cuando el t-test no incluya una corrección de varianzas desiguales.
Estimación de los parámetros de un modelo de regresión lineal mediante descenso de gradiente
Machine Learning by Andrew Ng, Stanford University
Considérese el modelo de regresión lineal simple:
\[Y = \beta_0 + \beta_1X_1 + \epsilon\]
Dada una muestra de entrenamiento, el ajuste de un modelo lineal consiste en encontrar los parámetros estimados (\(\hat{\beta}_0, \hat{\beta}_1\)) que definen la recta que pasa más cerca de todos los puntos. Para ello se tiene que minimizar la suma de cuadrados residuales:
\[RSS(\beta_0, \beta_1) = \sum^n_{i = 1}(y_i - (\beta_0 + \beta_1x_{i}))^2\] Si bien, para este problema en cuestión, existe una solución explicita con la que obtener el mínimo:
\[\hat{\beta}_1 = \frac{\sum^n_{i=1}(x_i - \overline{x})(y_i - \overline{y})}{\sum^n_{i=1}(x_i - \overline{x})^2}\] \[\hat{\beta}_0 = \overline{y} - \hat{\beta}_1\overline{x}\] en muchos otros casos no existe tal posibilidad, haciendo necesaria la utilización de algoritmos de optimización. La sencillez del problema de regresión lineal simple hace que sea un buen ejemplo para ilustrar cómo se solucionan problemas de optimización. Además, esta función tiene una propiedad muy interesante que facilita mucho su optimización, se trata de una función convexa, por lo que tiene un único mínimo que coincide con el mínimo global.
Los algoritmos de optimización siguen un proceso iterativo en el que, partiendo de una posición inicial dentro del dominio de la función, realizan desplazamientos en la dirección correcta hasta alcanzar el mínimo. Para poder llevar a cabo el proceso se necesita:
La función objetivo a minimizar.
La posición desde la que iniciar la búsqueda.
La distancia (step) que se va a desplazar el algoritmo en cada iteración de búsqueda. Es importante escoger un step adecuado en cada escenario. Si es muy pequeño, se tardará demasiado en llegar al mínimo y, si es demasiado grande, el algoritmo saltará de una región a otra pasando por encima del mínimo sin alcanzarlo.
La dirección de búsqueda en la que se produce el desplazamiento.
La tolerancia: Al tratarse de un algoritmo iterativo, hay que indicar una regla de parada. Lo idóneo es que el algoritmo se detenga al encontrar el mínimo, pero como normalmente se desconoce cuál es, hay que conseguir que se pare lo más cerca posible. Una forma de cuantificar la proximidad al mínimo es controlar cuanto desciende el valor de la función entre iteraciones consecutivas. Si el descenso es muy pequeño, significa que se encuentra muy cerca del valor. La tolerancia se define como un valor tal que, si la diferencia en el descenso es menor o igual, se considera que se ha alcanzado el mínimo (el algoritmo converge). Una alternativa a calcular la distancia entre las dos iteraciones es medir la longitud del vector gradiente en cada iteración. Si su longitud es muy pequeña, también lo es la distancia al mínimo.
Iteraciones máximas: Si la posición de inicio en la búsqueda está muy alejada del mínimo de la función y el step es muy pequeño, se pueden necesitar muchas iteraciones para alcanzarlo. Para evitar un proceso iterativo excesivamente largo, se suele establecer un número máximo de iteraciones permitidas.
Optimización por el método de descenso de gradiente
El algoritmo de descenso de gradiente se caracteriza porque emplea como dirección de búsqueda aquella en la que la función desciende en mayor medida. Esta dirección se corresponde con el valor negativo del gradiente de la función. El gradiente de la función es el vector formado por las derivadas parciales de la función respecto a cada variable.
La función objetivo a optimizar en regresión lineal es la suma de los residuos cuadrados:
\[J(\beta_0 , \beta_1) = \sum^n_{i = 1}(y_i - (\beta_0 + \beta_1x_{i} ))^2 = \sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})^2\]
Para facilitar posteriores simplificaciones, se multiplica la función por el factor \(\frac{1}{2}\).
\[J(\beta_0 , \beta_1) = \frac{1}{2} \sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})^2\]
Las derivadas parciales de la función respecto a cada una de las variables, en este caso, son:
\[\frac{dJ}{d(\beta_0)} = 2 * \frac{1}{2}\sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i}) * -1 = -\sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})\]
\[\frac{dJ}{d(\beta_1)} = 2 * \frac{1}{2}\sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i}) * -x_i = -\sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i}) x_i\]
El vector gradiente para un modelo lineal simple es por lo tanto:
\[\begin{bmatrix}{-\sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})}\\{-\sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})x_i}\end{bmatrix}\]
Algoritmo: Método de descenso de gradiente para \(J(\beta_0 , \beta_1)\)
Seleccionar valores iniciales \(\hat{\beta}_0, \hat{\beta}_1, t>0\)
Iniciar un proceso iterativo en el que:
\(\hat{\beta}_0 = \hat{\beta}_0 - t * -\sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})\)
\(\hat{\beta}_1 = \hat{\beta}_1 - t * -\sum^n_{i = 1}(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})x_i\)
hasta alcanzar una condición de parada.
Véase ahora un ejemplo práctico. En primer lugar, se simula una muestra a partir de una función conocida en la que el usuario determina los parámetros poblacionales. Conocer los parámetros poblacionales permitirá evaluar cómo de buenas son las estimaciones obtenidas.
n <- 100 # Tamaño de la muestra
set.seed(123) # Para permitir reproducibilidad
x <- runif(n, min = 0, max = 5) # n puntos aleatorios en el intervalo [min,max]
beta0 <- 2 # Parámetro beta0 del modelo
beta1 <- 5 # Parámetro beta1 del modelo
set.seed(123) # Para permitir reproducibilidad
epsilon <- rnorm(n, sd = 1) # error (con desviación típica sd=1)
y <- beta0 + beta1 * x + epsilon # cálculo de cada y_i
datos <- data.frame(x, y)
head(datos)Véase los valores estimados por la función lm() que aplica la solución explicita.
## (Intercept) x
## 2.117657 4.989068Como era de esperar, las estimaciones de los coeficientes de regresión obtenidos mediante lm() se aproximan mucho a los parámetros poblacionales.
Ajuste del modelo por optimización de la suma de residuos cuadrados
# FUNCIÓN OBJETIVO A MINIMIZAR
# =============================================================================
sum_residuos <- function(x, y, beta_0, beta_1){
return(sum((y - (beta_0 + beta_1 * x))^2))
}
# CÁLCULO DE GRADIENTE PARA MODELO LINEAL SIMPLE
# =============================================================================
calc_gradiente <- function(beta_0, beta_1, x, y){
# beta_0: valor de intersección
# beta_1: coeficiente de regresión del predictor
# x: valores del predictor observados en la muestra
# y: valores de la variable respuesta observados en la muestra
grad_1 <- sum(y - beta_0 - beta_1 * x)
grad_2 <- sum((y - beta_0 - beta_1 * x) * x)
return(c(grad_1, grad_2))
}
# OPTIMIZACIÓN
# =============================================================================
optimizacion_grad <- function(beta_0 = 0, beta_1 = 0, x, y, t = 0.001,
max_iter = 10000, tolerancia = 1e-10){
# Matriz para almacenar el valor de las estimaciones en cada iteración
estimaciones <- matrix(NA, nrow = max_iter, ncol = 4)
colnames(estimaciones) <- c("iteracion", "beta0", "beta1", "residuos")
for(i in 1:max_iter){
gradiente <- calc_gradiente(beta_0 = beta_0, beta_1 = beta_1, x = x, y = y)
if(sqrt(sum(gradiente^2)) < tolerancia){
# Si el tamaño del vector es menor que la tolerancia,
# se considera que el proceso a llegado a convergencia.
message("El algoritmo ha alcanzado convergencia")
break
}else{
estimaciones[i, 1] <- i
estimaciones[i, 2] <- beta_0
estimaciones[i, 3] <- beta_1
estimaciones[i, 4] <- sum_residuos(x, y, beta_0, beta_1)
beta_0 <- beta_0 + t * gradiente[1]
beta_1 <- beta_1 + t * gradiente[2]
}
}
print(paste("Estimación de beta_0:", beta_0))
print(paste("Estimación de beta_1;", beta_1))
print(paste("Número de iteraciones:", i))
print(paste("Suma de residuos cuadrados:", estimaciones[i-1, 4]))
return(list(beta_0 = beta_0,
beta_1 = beta_1,
iteraciones = i,
estimaciones = as.data.frame(na.omit(estimaciones))
)
)
}
resultados <- optimizacion_grad(beta_0 = 10, beta_1 = 10, x = datos$x,
y = datos$y, t = 0.001, max_iter = 10000,
tolerancia = 1e-6)## [1] "Estimación de beta_0: 2.11765688165228"
## [1] "Estimación de beta_1; 4.98906810875534"
## [1] "Número de iteraciones: 830"
## [1] "Suma de residuos cuadrados: 82.4660264805963"Empleando un valor t = 0.001, los valores estimados mediante optimización por descenso de gradiente son casi idénticos a los obtenidos mediante la función lm().
Los siguientes gráficos muestran la evolución de los parámetros estimados y el error tras cada iteración.
library(ggplot2)
ggplot(data = resultados$estimaciones,
aes(x = iteracion, y = beta0)) +
geom_path() +
geom_hline(yintercept = modelo_lm$coefficients[1], color = "firebrick") +
theme_bw() +
ggtitle("Estimación de beta_0") 
ggplot(data = resultados$estimaciones,
aes(x = iteracion, y = beta1)) +
geom_path() +
geom_hline(yintercept = modelo_lm$coefficients[2], color = "firebrick") +
theme_bw() +
ggtitle("Estimación de beta_1")
ggplot(data = resultados$estimaciones,
aes(x = iteracion, y = residuos)) +
geom_path() +
theme_bw() +
ggtitle("Residuos del modelo")
Es importante evaluar gráficamente la evolución de los parámetros estimados y de la función objetivo, sobre todo esta última, ya que aporta mucha información sobre si el algoritmo está aproximándose al mínimo (descenso en la curva) y si está llegando a convergencia (estabilización de la curva).
for(i in c(1,5,10,100)) {
beta_0 <- round(resultados$estimaciones$beta0[i],3)
beta_1 <- round(resultados$estimaciones$beta1[i],3)
p <- ggplot(data = datos, aes(x = x, y = y)) +
geom_point() +
geom_abline(intercept = beta_0, slope = beta_1, color = "firebrick") +
ggtitle(paste("iteracion=", i, "Beta0=", beta_0, "Beta1=",beta_1)) +
theme_bw() +
theme(plot.title = element_text(size = 8))
print(p)
}
Este método está muy influenciado por el tamaño de t. Para valores altos, la suma de cuadrados residuales puede ser un valor demasiado grande para que el software empleado lo almacene. Por ejemplo, este mismo código ejecutado para una muestra de tamaño n=1000 devuelve error. Las simulaciones que he realizado parecen indicar que empleando un valor de t aproximadamente de 1/(10n) se adapta bastante bien.
n <- 10000
set.seed(123)
x <- runif(n, min = 0, max = 5)
beta0 <- 2
beta1 <- 5
set.seed(123)
epsilon <- rnorm(n, sd = 1)
y <- beta0 + beta1 * x + epsilon
datos2 <- data.frame(x, y)
resultados <- optimizacion_grad(beta_0 = 10, beta_1 = 10, x = datos2$x,
y = datos2$y, t = 1/(10*length(x)),
max_iter = 10000, tolerancia = 1e-6)## [1] "Estimación de beta_0: 1.99327105964167"
## [1] "Estimación de beta_1; 5.0017514798928"
## [1] "Número de iteraciones: 1015"
## [1] "Suma de residuos cuadrados: 9971.6909756411"Ajuste del modelo por optimización de la media de residuos cuadrados
En lugar de minimizar la suma de cuadrados residuales, también se puede minimizar la media de los residuos cuadrados.
# FUNCIÓN OBJETIVO A MINIMIZAR
# =============================================================================
mean_residuos <- function(x, y, beta_0, beta_1){
return((1/length(x)) * sum((y - (beta_0 + beta_1 * x))^2))
}
# CÁLCULO DE GRADIENTE PARA MODELO LINEAL SIMPLE
# =============================================================================
calc_gradiente <- function(beta_0, beta_1, x, y){
# beta_0: valor de intersección
# beta_1: coeficiente de regresión del predictor
# x: valores del predictor observados en la muestra
# y: valores de la variable respuesta observados en la muestra
grad_1 <- (1/length(x)) * sum(y - beta_0 - beta_1 * x)
grad_2 <- (1/length(x)) * sum((y - beta_0 - beta_1 * x) * x)
return(c(grad_1, grad_2))
}
# OPTIMIZACIÓN
# =============================================================================
optimizacion_grad <- function(beta_0 = 0, beta_1 = 0, x, y, t = 0.001,
max_iter = 10000, tolerancia = 1e-10){
# Matriz para almacenar el valor de las estimaciones en cada iteración
estimaciones <- matrix(NA, nrow = max_iter, ncol = 4)
colnames(estimaciones) <- c("iteracion", "beta0", "beta1", "residuos")
for(i in 1:max_iter){
gradiente <- calc_gradiente(beta_0 = beta_0, beta_1 = beta_1, x = x, y = y)
if(sqrt(sum(gradiente^2)) < tolerancia){
# Si el tamaño del vector es menor que la tolerancia,
# se considera que el proceso a llegado a convergencia.
message("El algoritmo ha alcanzado convergencia")
break
}else{
estimaciones[i, 1] <- i
estimaciones[i, 2] <- beta_0
estimaciones[i, 3] <- beta_1
estimaciones[i, 4] <- mean_residuos(x, y, beta_0, beta_1)
beta_0 <- beta_0 + t * gradiente[1]
beta_1 <- beta_1 + t * gradiente[2]
}
}
print(paste("Estimación de beta_0:", beta_0))
print(paste("Estimación de beta_1;", beta_1))
print(paste("Número de iteraciones:", i))
print(paste("Media residuos cuadrados:", estimaciones[i-1, 4]))
return(list(beta_0 = beta_0,
beta_1 = beta_1,
iteraciones = i,
estimaciones = as.data.frame(na.omit(estimaciones))
)
)
}
resultados <- optimizacion_grad(beta_0 = 10, beta_1 = 10, x = datos$x,
y = datos$y, t = 0.1, max_iter = 10000,
tolerancia = 1e-6)## [1] "Estimación de beta_0: 2.11766110184018"
## [1] "Estimación de beta_1; 4.98906679390207"
## [1] "Número de iteraciones: 626"
## [1] "Media residuos cuadrados: 0.824660264810621"Empleando como función objetivo la media de los residuos cuadrados, el valor de t puede ser mayor que cuando se utiliza la suma de los residuos cuadrados (partiendo del mismo punto inicial).
Método de descenso de gradiente estocástico (Stochastic Gradient Descent)
Machine Learning by Andrew Ng, Stanford University
En el método de descenso de gradiente visto en el apartado anterior, se utiliza la muestra de entrenamiento al completo para cada actualización del valor de los parámetros (cada iteración). Esto supone un alto coste computacional cuando la muestra contiene muchas observaciones ya que, con frecuencia, se necesitan cientos o miles de actualizaciones hasta llegar a una estimación aceptable. Existe una alternativa al método de descenso de gradiente llamada gradiente estocástico que proporciona buenos resultados. La idea es que, en lugar de esperar a evaluar todas las observaciones para actualizar los parámetros, se puedan ir actualizando con cada observación por separado. El algoritmo para el caso particular del modelo de regresión lineal simple es el siguiente:
Algoritmo: Método de descenso de gradiente estocástico para \(J(\beta_0 , \beta_1)\)
Ordenación aleatoria de las observaciones
Seleccionar valores iniciales \(\hat{\beta}_0, \hat{\beta}_1, t>0\)
Repetir:
Iniciar un proceso iterativo en el que para \(i = 1,..., n\)
\(\hat{\beta}_0 = \hat{\beta}_0 - t * -(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})\)
\(\hat{\beta}_1 = \hat{\beta}_1 - t * -x_i(y_i - \beta_0 - \beta_1x_{i})\)
hasta alcanzar una condición de parada.
Con este método se actualiza el valor de los parámetros con cada observación de la muestra de entrenamiento, evitando utilizar todos los datos en cada iteración. Puede observarse que el algoritmo tiene un bucle externo que engloba a un bucle interno de actualización de parámetros. Este blucle externo determina el número de veces que se recorre el set de datos completo en la optimización. En el ámbito de machine learning se le conoce como epochs. Su valor óptimo depende del tamaño del set de datos de entrenamiento, valores entre 1 y 10 suelen generar buenos resultados.
opt_grad_estoc <- function(beta_0 = 10, beta_1 = 10, x, y, t = 0.01,
epochs = 10){
# Matriz para almacenar el valor de las estimaciones en cada epoch
estimaciones <- matrix(NA, nrow = epochs, ncol = 3)
colnames(estimaciones) <- c("epoch", "beta0", "beta1")
for(j in 1:epochs){
estimaciones[j, 1] <- j
estimaciones[j, 2] <- beta_0
estimaciones[j, 3] <- beta_1
for(i in 1:length(x)){
beta_0 <- beta_0 + t * (y[i] - beta_0 - beta_1 * x[i])
beta_1 <- beta_1 + t * x[i] * (y[i] - beta_0 - beta_1 * x[i])
}
}
print(paste("Estimación de beta_0:", beta_0))
print(paste("Estimación de beta_1;", beta_1))
print(paste("Número de epochs:", j))
return(list(beta_0 = beta_0,
beta_1 = beta_1,
epochs = j,
estimaciones = estimaciones))
}
resultados <- opt_grad_estoc(beta_0 = 10, beta_1 = 10, x = datos2$x,
y = datos2$y, t = 0.01, epochs = 10)## [1] "Estimación de beta_0: 1.8814987610849"
## [1] "Estimación de beta_1; 4.99802652516896"
## [1] "Número de epochs: 10"Información sesión
sesion_info <- devtools::session_info()
dplyr::select(
tibble::as_tibble(sesion_info$packages),
c(package, loadedversion, source)
)Bibliografía
Linear Models with R by Julian J.Faraway
An Introduction to Statistical Learning: with Applications in R (Springer Texts in Statistics)
OpenIntro Statistics: Fourth Edition by David Diez, Mine Çetinkaya-Rundel, Christopher Barr
Extending the Linear Model with R: Generalized Linear, Mixed Effects and Nonparametric Regression Models by Julian J.Faraway
Introduction to Machine Learning with Python: A Guide for Data Scientists
Points of Significance: Association, correlation and causation. Naomi Altman & Martin Krzywinski Nature Methods
Points of Significance: Simple linear regression Naomi Altman & Martin Krzywinski. Nature Methods
Resampling Data: Using a Statistical Jackknife S. Sawyer | Washington University | March 11, 2005
https://en.wikipedia.org/wiki/Resampling_(statistics)#Jackknife
The Trusty Jackknife Method identifies outliers and bias in statistical estimates by I. Elaine Allen and Christopher A. Seaman
¿Cómo citar este documento?
Correlación lineal y Regresión lineal simple por Joaquín Amat Rodrigo, disponible con licencia CC BY-NC-SA 4.0 en https://www.cienciadedatos.net/documentos/24_correlacion_y_regresion_lineal
¿Te ha gustado el artículo? Tu ayuda es importante
Mantener un sitio web tiene unos costes elevados, tu contribución me ayudará a seguir generando contenido divulgativo gratuito. ¡Muchísimas gracias! 😊
Este material, creado por Joaquín Amat Rodrigo, tiene licencia Attribution-NonCommercial-ShareAlike 4.0 International.