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Orientación Universidad
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Bioestadística, Apuntes de Biología

Asignatura: Bioestadística, Profesor: charton charton, Carrera: Biología, Universidad: UMU

Tipo: Apuntes

2013/2014

Subido el 08/01/2014

groge_berger
groge_berger 🇪🇸

4

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4 documentos

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bg1
Tema 2
Análisis de regresión
1. Análisis de regresión lineal
2. Correlación y predicción
3. Análisis de los residuos
4. Otros tipos de regresión
1. Análisis de regresión lineal
El análisis de regresión permite estimar y predecir una variable de la población
a través de un modelo formado por un conjunto de variables independien-
tes/predictoras.
Se llama análisis de regresión lineal cuando las predicciones sobre
Y
se rea-
lizan mediante una combinación lineal de las variables predictoras
X=
(X1, ..., Xk)
a partir de las observaciones de la muestra
(x1i, ..., xki,y
i)
con
i=1,..., n
.
Denotando por
(
xi,y
i)
la muestra observada de las variables
(
X,Y )
,se
representa por
Yi
a la variable
Y
para la que se ha obtenido la observación
yi
cuando
Xi=
xi=(x1i,..., xki)
.
Modelización
: Se llama modelo de regresión lineal a
Yi=E(Yi|
X=
xi)+εi=β0+β1x1i+... +βkxkiεi
para
i=1,..., n
siendo
β0
1, ..., βk
los coecientes del modelo y
εi=Yiβ0β1x1i...
βkxki
el error aleatorio al ajustar
Y
mediante
β0+β1X1+... +βkXk
cuando
(X1, ..., Xk)=(x1i,..., xki)
.
Objetivo del modelo de regresión lineal
:
Estimar y predecir la variable de interés
Y
a través del modelo estimado o
ajustado,
Y=
β0+
β1X1+... ++
βkXk
llamado recta/plano/hiperplano de
regresión, que mejor se ajusta a la relación lineal entre
X
e
Y
, e.d. el que
menor error produce al aproximar
Y
, siendo
ε=Y
Y=Y
β0
β1X1
...
βkXk
los residuos ajustados
Observación
: Condiciones iniciales
Denotando por
Yi
la v.a.
Y
para
X=
xi
,
i=1,..., n
, las condiciones iniciales
sobre
Y1, ..., Yn
para el desarrollo del análisis de regresión son:
Linealidad (media de
Y
lineal en
X
, e.d. homogeneidad de residuos)
Homogeneidad de varianzas (igualdad de varianzas)
Incorrelación (aleatoriedad en la realización del experimento)
Normalidad (para las distribuciones exactas en el muestreo)
e.d.
YiNβ0+β1x1i+... +βkxki
2εiN0
2
e independientes
Interpretación de las condiciones iniciales (regresión lineal simple)
pf3
pf4
pf5
pf8

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Y

X−→

X

1 , ..., X

k )



x 1 i , ..., x

ki (^) , y

i )



i = 1

, ..., n

x−→

i^ , y

i )



X , Y−→

Y

i    

Y

y i 

X−→

i^

x−→

i^ = (

x 1 i , ..., x

ki ) 





Y

i

(^) E

( Y i | X−→

x−→

i^ ) +

(^) ε i =

β 0

(^) β

1 x 1 i

(^) ...

(^) β

k x ki (^) ε i

i = 1

, ..., n

β 0 , β

1 , ..., β

k

  #       

ε i = Y i − β 0 − β

1 x 1 i −

...

β k x ki

Y

β 0 (^) +

(^) β 1 X

1 (^) +

(^) β

k X

k



X

1 , ..., X

k ) = (

x 1 i , ..., x

ki

) 







 









Y

̂

Y

̂ β 0

̂

(^) β

1 X

1

β̂ k (^) X

k



X−→

Y

Y

̂ ε

=

Y

̂

Y

Y

̂ β 0 −

̂ β 1 X

1 (^) −

̂

(^) β k X

k

  

 

Y

i  

Y

X−→

x

i  i (^) = 1

, ..., n

Y

1 , ..., Y

n

Y

X−→

  Y i ∼ N

(^) ( β 0 (^) +

β 1 x 1 i (^) +

β k x ki , σ

2 ) (

ε i ∼

N

( 0 , σ

2 ))

̂

Y

̂

̂

X

β̂ 0 , ̂

(^) β

1 )

 

in

(^) ε i 2

=

in

Y

i −

(^) β 0

(^) β 1 x i ) 2

̂ y i =

̂ β 0

̂

(^) β

1 x i

β̂ 1

=

s xs 2 xy^

in

x i (^) −

(^) x

) (

y i −

(^) y )

in

x i −

(^) x ) 2

̂ β 0

=

y (^) −

̂

(^) β

1 x

X

Y

̂

Y

̂ β 0 (^) +

̂

(^) β 1 X

1 (^) +

̂

(^) β k (^) X

k

̂ β

=

(̂ β 0 , ̂

(^) β 1 , ...,

̂

(^) β k )

 

in

(^) ε i 2

=

in

Y

i −

β 0

(^) β 1 x 1 i (^) −

(^) ...

(^) β

k x ki

) 2  

β̂

=

(

X

t

X

) − 1

X^

t Y−→

ŷ i = (

, x

1 i , ..., x

ki

) (

X

t

X

) − 1

X^

t Y−→

Y−→

Y



SS

R

=

n

i=1 ∑

̂^ ε i 2

=

n

i=1 ∑

y i −

̂ y i ) 2

 

       

   

SS

R

=

n

i=1 ∑

ε̂ i 2

=

n

i=1 ∑

y i −

̂ y i ) 2

=

ns

y 2 ( 1 (^) −

(^) r xy 2

)

r xy

s xy

s x (^) s y



X

Y

 

     

SS

T

=

SS

E

(^) SS

R

n

i=1 ∑

( Y i (^) −

(^) Y

(^) ) 2

=

n

i=1 ∑

(̂ Y i −

(^) Y

(^) ) 2 +^

n

i=1 ∑

( Y i −

̂

Y

i ) 2



σ 2

β̂

N

k

( ( β 0 , β

1 , ..., β

k ) (^) , σ

2 (^) (

X

t

X

) − 1 )

σ 2 (^) SS

R

χ n 2 − k − 1  

s r 2

=

(^) M S

R

=

SS

R

n (^) −

(^) k

(^) −

(^1)

σ 2



σ 2 (^) SS

T

(^) χ

n 2 − 1

 







 

         

  

      

  







 



  





 



 









Y



   

 



  







 

 

      

 

   

x−→

x 1 , ..., x

k )



 



X−→

X

1 , ..., X

k )   

̂ y x

=

̂ β 0

̂

(^) β

1 x 1

(^) ...

̂

(^) β k x k

  

 





 

 



     



X

1 , ..., X

k ) =

x 1 , ..., x

k ) 



      

 



μ Y (^) | x













   





(^) α

   

  





 



     

 



Y



X−→

x−→









 

μ Y (^) | x

=

E

(^) ( Y

x (^) )

=

β 0

(^) β

1 x 1 (^) +

(^) β

k (^) x k  

 



(̂ y x −

(^) t n − k − 1 ,α/

2 √

M S

R D,

(^) ŷ x

(^) t n − k − 1 ,α/

2 √

M S

R (^) D

)

 (^) μ

Y (^) | x





D

, x

1 , ..., x

m

) (

X

t

X

) − 1 (^

, x

1 , ..., x

m ) t 



 





 



  

    

   







 

  





y x

 y x

=

μ Y (^) | x (^) +

(^) ε x 

̂ y x

=

̂ β 0

β̂ 1 x 1 (^) +

(^) β̂ k (^) x k  

Y

X−→

x

= (

x 1 , ..., x

k ) 

y x 









(^) α



Y

X−→

x−→

 

y x

=

μ Y (^) | x (^) +

ε x

=

β 0 (^) +

(^) β

1 x (^) +

(^) β

k (^) x k (^) +

(^) ε x 

(̂ y x (^) −

(^) t n − k − 1 ,α/

2 √

M S

R (^) (1 +

D

(^) ŷ x (^) +

(^) t n − k − 1 ,α/

2 √

M S

R (^) (1 +

D

)



y x

D

, x

1 , ..., x

m ) (

X

t

X

) − 1 (^

, x

1 , ..., x

m

) t 



  

 





   

 

  



 





 

   

 

     

  

 







 

 

  



 

 

 

  



 



  



 

  

   



 



 













 





   

 

   



   

 





  

̂^ y i , ̂^ ε i ) = (

̂^ y ( x 1 i ,...,x

ki ) , ̂^ ε ( x 1 i ,...,x

ki ) )

   



 

  

 

 

   









 





 







 



 

     

   

̂^ y i , ̂^ ε i )



 

   

 

i,

̂

(^) ε i )



 

   



̂ ε i

SS

R

x−→

i^

 

Y

m

x−→

i^ 

SS

R

=

SS

F A

SS

EP

m

i=1 ∑

n i

j=1 ∑

ε̂ ij 2

=

∑ m i =

n i

j=1 ∑

( Y ij

̂

Y

i ) 2

=

∑ m i =

n i ( Y

i −

̂

Y

i ) 2 +^

∑ m i =

n i

j=1 ∑

( Y ij

(^) Y

i^ ) 2

H 0 : μ i = E

(^) ( Y

|

x−→

i^ )

=

β 0

β 1 x 1 i

β k x ki

i (^) = 1

, ..., m

SS

F A

m

(^) k (^) −

(^1)

M S

F A

SS

F A

m

− k − 1

F

F A

M S

F A

M S

EP

SS

EP

n

m

M S

EP

SS

EP

n − m

SS

R

n (^) −

(^) k

(^) −

(^1)

F

F A

F

m

− k − 1 ,n

− m

H

0 ) 

M

(^1) ∗

=

{ F F A

> F

m

− k −

1 ,n

− m,α

}

p −

valor

F A

= Pr

(^) ( F

m

k −

1 ,n

m

F

F A,



)



 





Y

x−→

i^ " 

H

0

: (^) σ

12

=

(^) ...

(^) σ

m 2

 



  

p     

H

0

: (^) Y

i

ε i

, i

, ..., m







H

0

: (^) Corr

ε i , ε

j ) = 0

i  =

j

 

   

Q

k

=

n (^) ( n (^) + 2)

(^) ∑

ik

(^) r 2 (^ i )

n − i

χ k 2 − 2  

r ( i ) =

∑̂

ε^ j (^) ̂ε j

i

∑̂

ε^ j 2

M

(^1) ∗

=

(^) {

Q

k

χ

k 2 − 2 ,α

}

 

    

 

D

in

( ̂ ε i (^) −

̂ ε i−

1 ) 2

i=1n

(^) ̂ε i 2

D

[

4]

D

H

0



   





  

       



 

   

 

    

   

 

 



    



   

  

  

  

 









  











   



p 

 



 

     



  













  





i

̂ β 0

̂

(^) β

1 x i

̂

(^) β

2 x i 2

̂

Y

i

̂ β 0 (^) +

̂

(^) β

1 x 1 i (^) +

̂ β 2 x 2 i ,



x 1 i =

x i , x

2 i =

x i 2

  





i

̂ β 0

̂

(^) β

1 x i

̂

(^) β

2 x i 2

̂ β 3 x i 3

̂

Y

i

̂ β 0 (^) +

̂ β 1 x 1 i (^) +

̂ β 2 x 2 i (^) +

̂

(^) β 3 x 3 i

x 1 i =

(^) x

i , x

2 i =

x i 2 (^) , x

3 i =

x i 3

  





i

̂ β 0 x β̂ 1

i

log(

i ) = log(

β̂ 0 ) +

̂

(^) β

1 (^) log(

x 1 i )

  







i

̂ β 0 (^) β̂ (^) x i

1

log(

i ) = log(

β̂ 0 ) + log(

β̂ 1 ) x i



  

 

 





    



 





 









    

 

   

 

 

  





 





  













  

  





  

   

!