Modelo de Análisis de la Covarianza. Introducción al modelo de Medidas Repetidas

Transcripción

1 Modelo de Análisis de la Covariza. Introducción al modelo de Medidas Repetidas Modelo de Análisis de la Covariza Introducción El diseño por bloques se considera para eliminar el efecto de los factores de ruido que no son controlables. El álisis de la covariza es otro método que se utiliza para un problema semejte: supongamos un experimento con una variable respuesta, y, donde existe otra variable, x, de modo que ambas están relacionadas linealmente. Supongamos, además, que x no es una variable controlable por el experimentador pero que puede ser observada junto con y. A la variable x se le denomina covariable o variable concomitte. El álisis de la covariza sirve para ajustar la variable respuesta por el efecto de la covariable. En caso de no hacerlo, la media de cuadrados del error puede aumentar mucho y hacer que las verdaderas diferencias en la respuesta debido a los tratamientos se difíciles de detectar. El álisis de la covariza resulta ser una combinación entre elanovayelálisisderegresión. Modelo Suponemos un modelo con un solo factor y una covariable y asumimos una relación lineal entre la variable respuesta y la covariable: y ij = µ + α i + β(x ij x )+ε ij 1

2 para i =1,...,a j =1,...,n En el modelo, y ij es la j -ésima observación bajo el i-ésimo nivel del tratamiento. x ij es la medida de la covariable que se hace para y ij x es la media de los valores de x ij µ es el valor medio global. α i es el efecto del nivel i-ésimo del tratamiento β coeficiente de regresión que relaciona y ij con la covariable x ij ε ij error aleatorio Se asume que ε ij N(0,σ 2 ) son independientes entre sí, β 6= 0, P a α i =0yla covariable x no está afectada por los tratamientos. Se utiliza la siguiente notación: S yy = S xx = S xy = (y ij ȳ ) 2 = (x ij x ) 2 = (x ij x )(y ij ȳ ) = y 2 ij y2 x 2 ij x2 x ij y ij (x )(y ) T yy = n (ȳ i ȳ ) 2 = 1 yi 2 y2 n T xx = n ( x i x ) 2 = 1 x 2 i x2 n T xy = n ( x i x )(ȳ i ȳ ) = 1 x i y i x y n E yy = = E xy = (y ij ȳ i ) 2 = S yy T yy (x ij x i ) 2 = S xx T xx (x ij x i )(y ij ȳ i ) =S xy T xy 2

3 En general, S = T + E donde los símbolos S, T y E son las sumas de cuadrados y los dobles productos para el total, los tratamientos y el error respectivamente. Los estimadores por mínimos cuadrados son La suma de cuadrados del error es ˆµ = ȳ ˆα i = ȳ i ȳ ˆβ( x i x ) ˆβ = E xy con a(n 1) 1 grados de libertad. SCE = E yy E2 xy, La variza del error experimental es, así, MCE = SCE a(n 1) 1. Supongamos que no hay efecto del tratamiento, entonces el modelo queda reducido a y ij = µ + β(x ij x )+ε ij Los estimadores por mínimos cuadrados son ˆµ = ȳ ˆβ = E xy. La suma de cuadrados del error en el modelo reducido queda como con ( 2) grados de libertad. SCE = S yy S2 xy S xx La ctidad S2 xy S xx es la reducción de la suma de cuadrados de y, obtenida por la regresión lineal de y en x.además,sce < SCE porque el modelo completo incluye los parámetros 3

4 adicionales Así, SCE SCE es una reducción en la suma de cuadrados debida a los términos α i. De esta mera, a partir de SCE SCE se tiene una suma de cuadrados con (a 1) grados de libertad para contrastar la hipótesis de que no hay efectos de los tratamientos. Para contrastar la hipótesis H 0 α i =0, i se calcula SCE SCE F 0 = a 1 SCE a(n 1) 1 que, si la hipótesis nula es cierta, se distribuye como una F de Snedecor: F a 1,a(n 1) 1, de modo que se rechaza H 0 al nivel α si F 0 >F a 1,a(n 1) 1;α Se obtiene la siguiente tabla: Sumas de productos F. Variación g. l. x xy y Tratamientos a 1 T xx T xy T yy Error a(n 1) E xy E yy Total 1 S xx S xy S yy Ajuste por Regresión F. Variación y g. l. Cuadrados medios Tratamientos SCE = E yy E2 xy Error SCE = S yy S2 xy S xx a(n 1) 1 MCE = SCE a(n 1) 1 Total 2 Tratamientos Ajustados SCE SCE SCE a 1 SCE a 1 4

5 También es importte efectuar un contraste también sobre el termino de regresión β. Se calcul las medias ajustadas por la regresión: Ajust_ȳ i =ȳ i ˆβ( x i x ) para i =1, 2,...,a, donde ˆβ = E xy. Esta media ajustada es el estimador de mínimos cuadrados de µ + α i, donde i =1,...,a. Por otro lado, el error estándar de la media ajustada de cada tratamiento es S Ajust_ȳi = µ 1 MCE n + ( x i x ) Finalmente, con respecto al coeficiente de regresión se puede contrastar la hipótesis H 0 β =0medite el estadístico F 0 = E 2 xy MCE, que, si la hipótesis nula es cierta, se distribuye como una F de Snedecor, F 1,a(n 1) 1. De este modo, se rechaza H 0 β =0, ivelα si F 0 >F 1,a(n 1) 1,α. Ejemplo. Se considera un estudio para determinar si existen diferencias en la resistencia de una fibra producida por tres máquinas diferentes. Se piensa que el grosor de las fibras (x) influye también, obteniéndose los siguientes valores Máquina 1 Máquina 2 Máquina 3 y x y x y x

6 Se trata de eliminar el efecto del grosor (x) en la resistencia de las fibras para poder comparar el efecto de las tres máquinas. S yy = S xx = S xy = y 2 ij y2 = =346,4 x 2 ij x2 = =261,73 x ij y ij (x )(y ) = =282,6 T yy = 1 n T xx = 1 n T xy = 1 n y 2 i y2 = 1 5 ( ) =140,4 x 2 i x2 = 1 5 ( ) =66,13 x i y i x y = ( ) = E yy = S yy T yy = 206 = S xx T xx =195,6 E xy = S xy T xy =186,6 Por otro lado SCE = S yy S2 xy =346,4 282,62 S xx 261,73 =41,27 con ( 2) = 3 5 2=13grados de libertad, y SCE = E yy E2 xy = ,62 195,6 =27,99 con a(n 1) 1=3(5 1) 1=11grados de libertad. La suma de cuadrados para contrastar H 0 α i =0, para i =1, 2, 3 es SCE SCE =41,27 27,99 = 13,28 con a 1=3 1=2grados de libertad. 6

7 Así, se calcula Como, para α =0,10, F 0 = SCE SCE a 1 SCE a(n 1) 1 = 13, ,99 2,54 =2,61. F 0 =2,61 <F a 1,a(n 1) 1;α = F 2,11; =2,86 se acepta la hipótesis nula.h 0 α i =0, para i =1, 2, 3. Se estima el coeficiente de regresión ˆβ = E xy = 186,6 195,6 =0,954. Para contrastar la hipótesis H 0 β =0se usa el estadístico F 0 = E 2 xy 186,62 MCE = 195,6 2,54 =70,08 Como F 1,a(n 1) 1 = F 1,11; =9,65, se rechaza H 0 β =0, ivel0,10. Con lo cual la corrección medite el álisis de la covariza es necesario. Lasmediasdelostratamientosajustadasson Ajust_ȳ i = ȳ i ˆβ( x i x ) = Ajust_ȳ 1 = 41,4 0,954 (25,2 24,13) = 40,38 Ajust_ȳ 2 = 43,2 0,954 (26. 24,13) = 41,42 Ajust_ȳ 3 = 36 0,954 (21,2. 24,13) = 38,8 Si se compar las medias de los tratamientos sin ajustar con las ajustadas, se observa que estas últimas están mucho más próximas entre sí, lo cual es otra indicación de la necesidad de hacer un álisis de la covariza. 7

8 Modelo de Medidas Repetidas En numerosas ocasiones, los sujetos que se estudi son sujetos que pueden presentar numerosas diferencias entre ellos te el mismo tratamiento, introduciéndose, entonces, una mayor fuente de error experimental. Aumenta, así, la media de cuadrados de los errores haciendo difícil distinguir las diferencias entre los tratamientos. Una mera de controlar esta variabilidad entre los sujetos, consiste en aplicar a cada uno de ellos los a tratamientos. Este diseño se denomina de medidas repetidas. Equivale a un diseño por bloques completos, donde la variable bloque son los sujetos, siendo ésta de efectos aleatorios. Supongamos un experimento donde aparece un factor con a tratamientos, y que cada tratamiento se aplica exactamente sobre cada uno de los n individuos: Sujetos Tratamientos 1 2 n Totales 1 y 11 y 12 y 1n y 1 2 y 21 y 22 y 2n y a y a1 y a2 y y a Totales y 1 y 2 y n y La observación y ij es la respuesta del sujeto j al tratamiento i ysóloseusn sujetos. El modelo se escribe como y ij = µ + α i + β j + ε ij, donde α i es el efecto del i ésimo tratamiento y β j el efecto del j -ésimo sujeto. Se supone que α i =0, y que los individuos son una muestra aleatoria de una población dada, de modo que los individuos actú como un efecto aleatorio β j N(0,σ 2 β). 8

9 Dado que β j es común a todos los a tratamientos medidos sobre el mismo sujeto j, la covariza entre y ij e y i 0 j es, en general, diferente de 0, asumiéndose que es constte sobre los tratamientos y los sujetos. La suma total de cuadrados se parte en dos sumatorios: (y ij ȳ ) 2 = a (ȳ j ȳ ) 2 + (y ij ȳ j ) 2 El primer término de la suma de cuadrados recoge la diferencia entre sujetos y el segundo término la diferencia dentro de sujetos, esto es, SCT = SC entre + SC dentro de modo que ambas sumas de cuadrados son independientes entre sí con 1=(n 1) + n(a 1) grados de libertad. Las diferencias dentro de los sujetos dependen tto de las diferencias en los efectos de los tratamientos como del ruido. Así, se descompone la suma de cuadrados dentro de sujetosdelasiguienteforma: (y ij ȳ j ) 2 = n (ȳ i ȳ ) 2 + (y ij ȳ i ȳ j +ȳ ) 2. El primer término mide la contribución de las diferencias entre las medias de los tratamientos a la suma de cuadrados dentro de los sujetos, y el segundo término es la variación residual debido al error. Ambos términos son independientes. Así, SC dentro = SCTra + SCE con grados de libertad respectivamente. n(a 1) = (a 1) + (a 1)(n 1) 9

10 Se contrasta H 0 α i =0, i =1,...,a H 1 α i 6=0, para algún i usándose el cociente F 0 = SCTra a 1 SCE (a 1)(n 1) = MCTra MCE que, cudo H 0 es cierta, se distribuye como una F de Snedecor F a 1,(a 1)(n 1). Se rechaza H 0 ivelα cudo La tabla de álisis de la variza es F 0 >F a 1,(a 1)(n 1). Fuentes Variación Suma de Cuadrados grados libertad F P Entre Sujetos n y 2 j y2 n 1 a P Dentro Sujetos a P n y2 ij P n y 2 j n(a 1) a Tratamientos SCTra = P a yi 2 y2 a 1 F a 0 = SCTra a 1 Residual SCE =(2) (3) (a 1)(n 1) P Total a P n y2 ij y2 1 SCE (a 1)(n 1) 10