Regresion y correlacion ppt

Análisis de
Regresión y Correlación

por
Lic. Olga Susana Filippini

1

Introducción
Muchas veces las decisiones se basan en la relación entre
dos o más variables.Ejemplos

• Dosis de fertilizantes aplicadas y rendimiento del cultivo.

• La relación entre la radiación que reciben los sensores con
la que se predicen los rendimientos por parcelas con los
rendimientos reales observados en dichas parcelas.

• Relación entre tamaño de un lote de producción y horas –
hombres utilizadas para realizarlo.

Distinguiremos entre relaciones funcionales y relaciones
estadísticas 2

Relación funcional entre dos
variables
Una relación funcional se expresa mediante
una función matemática.
Si X es la variable independiente e Y es la variable
dependiente, una relación funcional tiene la forma:
Y=f(X)
Ejemplo 1
Parcela Dosis Rend.(kg/h)
1 75 150
2 25 50
3 130 260
3

Figura 1
Relación funcional perfecta entre dosis y
rendimientos
300

250
Rendimiento

200

150
Rend.
100

50

0
0 20 40 60 80 100 120 140

Dosis

Nota: Las observaciones caen exactamente sobre la línea de
relación funcional
4

Relación estadística entre dos
variables
A diferencia de la relación funcional, no es una
relación perfecta, las observaciones no caen
exactamente sobre la curva de relación entre las
variables
Ejemplo 2
Lote de prod. Tamaño del lote Horas hombre
1 30 73
2 20 50
3 60 128
4 80 170
5 40 87

5

Figura 2
Relación estadística entre tamaño del lote y
horas hombre
1 80

1 60
Horas hombre

1 40

1 20

1 00

80

Horas hombre
60

40

20

0
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90

Tamaño del lote

Nota: La mayor parte de los punto no caen directamente sobre
la línea de relación estadística.
Esta dispersión de punto alrededor de la línea representa la
variación aleatoria 6

Figura 3
Coordenadas de puntos de control utilizados
para corregir la columna de los niveles
digitales de una imagen satelital
7000

6000

5000

4000

3000

2000

1000

0
0 2 4 6 8 10 12 14 16

Nota: se trata de un terreno rugoso donde varían notablemente
las condiciones de observación del sensor, para corregir errores
geométricos de la imagen, se aplican funciones de segundo
grado. Los datos sugieren que la relación estadística es de tipo
curvilínea. 7

Conceptos básicos
Análisis de Regresión: Es un procedimiento estadístico que estudia
la relación funcional entre variables.Con el objeto de predecir una
en función de la/s otra/s.
Análisis de Correlación: Un grupo de técnicas estadísticas usadas
para medir la intensidad de la relación entre dos variables
Diagrama de Dispersión: Es un gráfico que muestra la intensidad y el
sentido de la relación entre dos variables de interés.
Variable dependiente (respuesta, predicha, endógena): es la
variable que se desea predecir o estimar
Variables independientes (predictoras, explicativas exógenas). Son
las variables que proveen las bases para estimar.
Regresión simple: interviene una sola variable independiente
Regresión múltiple: intervienen dos o más variables independientes.
Regresión lineal: la función es una combinación lineal de los
parámetros.
Regresión no lineal: la función que relaciona los parámetros no es
una combinación lineal
8

Gráfico de dispersión
Los diagramas de dispersión no sólo muestran la
relación existente entre variables, sino también resaltan
las observaciones individuales que se desvían de la
relación general. Estas observaciones son conocidas
como outliers o valores inusitados, que son puntos de los
datos que aparecen separados del resto.

9

Coeficiente de correlación
lineal
El Coeficiente de Correlación (r)
requiere variables medidas en escala de
intervalos o de proporciones
– Varía entre -1 y 1.
– Valores de -1 ó 1 indican correlación perfecta.
– Valor igual a 0 indica ausencia de correlación.
– Valores negativos indican una relación lineal
inversa y valores positivos indican una relación
lineal directa

10

Correlación Negativa Perfecta
10
9
8
7
6
Y 5
4
3
2
1
0

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
X
11

Correlación Positiva Perfecta
10
9
8
7
6
Y 5
4
3
2
1
0

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
X
12

Ausencia de Correlación
10
9
8
7
6
Y 5
4
3
2
1
0

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
X
13

Correlación Fuerte y Positiva
10
9
8
7
6
Y 5
4
3
2
1
0

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
X
14

Fórmula para el coeficente de
correlación (r) Pearson

n(ΣXY) (ΣX)(ΣY)
r=
[ n(ΣX ) (ΣX) ] [ n( ΣY ) ( ΣY)
2 2 2 2
]

15

Modelos de Regresión

Un modelo de regresión, es una manera de
expresar dos ingredientes esenciales de
una relación estadística:
Una tendencia de la variable dependiente Y a
variar conjuntamente con la variación de la o
las X de una manera sistemática
Una dispersión de las observaciones alrededor
de la curva de relación estadística

16

Modelos de Regresión

Estas dos características están implícitas en un
modelo de regresión, postulando que:
En la población de observaciones asociadas con el
proceso que fue muestreado, hay una distribución
de probabilidades de Y para cada nivel de X.
Las medias de estas distribuciones varían de manera
sistemática al variar X.

17

Representación gráfica del
modelo de Regresión Lineal

Nota: en esta figura se muestran las distribuciones de probabilidades
de Y para distintos valores de X
18

Análisis de Regresión

Objetivo: determinar la ecuación de regresión para
predecir los valores de la variable dependiente (Y)
en base a la o las variables independientes (X).
Procedimiento: seleccionar una muestra a partir de
la población, listar pares de datos para cada
observación; dibujar un diagrama de puntos para
dar una imagen visual de la relación; determinar la
ecuación de regresión.

19

Supuestos de Regresión Lineal
Clásica
• Cada error está normalmente distribuido
con:
– Esperanza de los errores igual a 0
– Variancia de los errores igual a una
constante σ 2.
– Covariancia de los errores nulas para todo
i≠j

20

Proceso de estimación de la regresión lineal simple
Modelo de regresión Datos de la muestra
y=β0+β1x+ε x y
x1 y1
Ecuación de regresión x2 y2
E(y)=β0+β1x . .
Parámetros desconocidos . .
β0.β1 . .
xn yn

Ecuación estimada de
b0 y b1 regresión
y=b0+b1x
proporcionan estimados Estadísticos de la muestra
β0 y β1 b0.b1

21

Líneas posibles de regresión en la
regresión lineal simple
Sección A Sección B Sección C
Relación lineal positiva Relación lineal negativa No hay relación

Ey Ey Ey
La pendiente β 1
Línea de regresión * es negativa La pendiente β 1
es 0
* La pendiente β 1 *
es positiva Línea de regresión Línea de regresión

x x x

* Ordenada al origen β 0
22

Estimación de la ecuación de
Regresión Simple
Y’= a + bX, donde:
Y’ es el valor estimado de Y para distintos X.
a es la intersección o el valor estimado de Y cuando X=0
b es la pendiente de la línea, o el cambio promedio de Y’
para cada cambio en una unidad de X
el principio de mínimos cuadrados es usado para obtener a
y b:

n( Σ ) − Σ )( Σ )
XY ( X Y
b=
n( Σ 2 ) − Σ ) 2
X ( X
ΣY ΣX
a = − b
n n 23

Mínimos cuadrados - Supuestos
1. El modelo de regresión es lineal en los parámetros.
2. Los valores de X son fijos en muestreo repetido.
3. El valor medio de la perturbación εi es igual a cero.
4. Homocedasticidad o igual variancia de εi.
5. No autocorrelación entre las perturbaciones.
6. La covariancia entre εi y Xi es cero.
7. El número de observaciones n debe ser mayor que
el número de parámetros a estimar.
8. Variabilidad en los valores de X.
9. El modelo de regresión está correctamente
especificado.
10. No hay relaciones lineales perfectas entre las
explicativas. 24

Estimación de la variancia de los
términos del error (σ2)
Debe ser estimada por varios motivos
• Para tener una indicación de la variabilidad
de las distribuciones de probabilidad de Y.
• Para realizar inferencias con respecto a la
función de regresión y la predicción de Y.
• La lógica del desarrollo de un estimador de
σ 2 para el modelo de regresión es la misma
que cuando se muestrea una sola población
• La variancia de cada observación Yi es σ 2, la
misma que la de cada término del error
25

Dado que los Yi provienen de diferentes distribuciones
de probabilidades con medias diferentes que
dependen del nivel de X, la desviación de una
observación Yi debe ser calculada con respecto a su
propia media estimada Yi.
Por tanto, las desviaciones son los residuales
ˆ
Yi - Yi = e i
Y la suma de cuadrados es:
n n n

e
ˆ
SC = ∑ (Y − Y ) = ∑ (Y − a − bX ) = ∑ e
i i
2
i 1
2 2
i
i =1 i =1 i =1

26

La suma de cuadrados del error, tiene n-2 grados de
libertad asociados con ella, ya que se tuvieron que
estimar dos parámetros.
Por lo tanto, las desviaciones al cuadrado dividido por
los grados de libertad, se denomina cuadrados medios
n 2

SC ∑e
CM = = e i =1 i

n−2 n−2
e

Donde CM es el Cuadrado medio del error o cuadrado
medio residual. Es un estimador insesgado de σ 2
27

Análisis de Variancia en el análisis
de regresión
El enfoque desde el análisis de variancia se basa en
la partición de sumas de cuadrados y grados de
libertad asociados con la variable respuesta Y.
La variación de los Yi se mide convencionalmente
en términos de las desviaciones
(Y − Y )
i i

La medida de la variación total Sctot, es la suma de
las desviaciones al cuadrado
∑ (Y − Y )
2
i i
28

Desarrollo formal de la partición
Consideremos la desviación
(Y − Y )
i i
Podemos descomponerla en

( Y − Y ) = (Y − Y) + (Y − Y )
i
ˆ i i
ˆ i

T R E
(T): desviación total
(R): es la desviación del valor ajustado por la
regresión con respecto a la media general
(E): es la desviación de la observación con respecto
a la línea de regresión
29

Desarrollo formal de la partición
Si consideremos todas las observaciones y elevamos al
cuadrado para que los desvíos no se anulen

∑ ( Y − Y ) = ∑ (Y − Y) + ∑ (Y − Y )
2 2

i
2
ˆ i
ˆi i

SCtot SCreg SCer
(SCtot): Suma de cuadrados total
(SCreg): Suma de cuadrados de la regresión
(SCer): Suma de cuadrados del error
Dividiendo por los grados de libertad, (n-1), (k) y
(n-2), respectivamente cada suma de cuadrados, se
obtienen los cuadrados medios del análisis de
30
variancia.

Coeficiente de Determinación

Coeficiente de Determinación, R2 - es la
proporción de la variación total en la
variable dependiente Y que es explicada o
contabilizada por la variación en la variable
independiente X.
– El coeficiente de determinación es el
cuadrado del coeficiente de correlación, y
varia entre 0 y 1.

31

Cálculo del R2 a través de la
siguiente fórmula

∑ (ˆ − y)
y 2

R =
2 c

∑ (y − y)
2
o

32

Inferencia en Regresión
• Los supuestos que establecimos sobre los
errores nos permiten hacer inferencia sobre
los parámetros de regresión (prueba de
hipòtesis e intervalos de confianza), ya que
los estimadores de β0 y β1 pueden cambiar su
valor si cambia la muestra.
• Por lo tanto debemos conocer la distribución
de los estimadores para poder realizar
prueba de hipòtesis e intervalos de confianza

33

Ejemplo
Se desean comparar los rendimientos predichos a partir de la
información obtenida por 3 sensores sobre los rendimientos
reales por parcelas de lotes de maíz. Los rendimientos (Y) y el
los rindes predichos de 4 sensores se presentan a continuación
Sensor 1 Sensor 4 Sensor 5 Rendimiento
0,0754 0,3083 0,1212 42,5846
0,0754 0,3083 0,1212 43,8576
0,0742 0,3327 0,1328 44,0082
0,0766 0,3327 0,1251 43,4989
0,0766 0,3297 0,1251 41,3327
0,0730 0,3205 0,1193 41,0313
0,0754 0,3114 0,1193 40,4802
0,0766 0,2901 0,1193 36,6735
0,0754 0,3449 0,1328 43,3535
0,0754 0,3480 0,1193 43,3180
0,0766 0,3480 0,1193 43,3143
0,0766 0,3419 0,1135 41,0042
0,0766 0,2840 0,1135 36,4908
0,0766 0,3053 0,1193 37,5931
0,0754 0,3266 0,1232 40,4556
0,0766 0,2840 0,1135 35,5595
0,0754 0,3358 0,1232 41,6400
0,0742 0,3419 0,1251 43,5951

¿Qué sensor refleja mejor el rendimiento de esa zona?
34

Descripción Gráfica y cuantitativa de la relación entre
cada sensor y el rendimiento
Título

PRED_Rendimiento
45,95

38,41

30,87

23,33

15,79
0,078 0,092 0,107 0,121 0,135
B5

Rendimiento
PRED_Rendimiento

Y = 338.71*X - 4.87
35
R2 = 0.32

PRED_Rendimiento
Título

45,95

38,41

30,87

23,33

15,79
0,22 0,26 0,30 0,34 0,37
B4

Rendimiento
PRED_Rendimiento

Y = 155.37*X – 13.25
36
R2 = 0.57

PRED_Rendimiento Título

45,95

38,41

30,87

23,33

15,79
0,071 0,076 0,081 0,087 0,092
B1

Rendimiento
PRED_Rendimiento

Y = -1004.34*X +112.24
R2 = 0.44
37

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