Estadística

Voy a describir la solución un problema sencillo. Se trata de un objeto que se mueve a una velocidad no necesariamente constante en línea recta. Este objeto emite su posición y velocidad periódicamente (p.e., cada segundo). Por centrar ideas, su posición y velocidad reales en esos momentos es

n <- 100
v.real <- rnorm(n, 1, 0.2)
x.real <- cumsum(v.real)

(Perdóneseme lo gañán de la física que aplico para calcular las posiciones: prometo que se puede y que sé hacerlo mejor; pero para el presente caso, vale).

Hace muchos, muchos años, era yo un fan de la Geometría Moderna de Dubrovin, Fomenko y Novikov.

Fomenko, además de matemático de talento, es un chalado. Su chaladura se llama Nueva Cronología, una seudoteoría según la cual la historia de la humanidad es mucho más breve de lo que recoge la historia oficial y que las historias que conocemos de tiempos muy remotos (p.e., hace 2000 años) no son sino reformulaciones deformadas de historias mucho más recientes.

Ayer tuve una visita: un amigo me pidió que le echara una mano a otro que andaba muy perdido con su tesis de máster. No era estadístico pero estaba construyendo regresiones y pruebas de hipótesis y no entendía los resultados. Como a veces pasa, había comenzado por las conclusiones (tal vez razonables) con la esperanza de que los datos acabasen dándole la razón.

Y se la daban… salvo por un pequeño detalle: aunque significativo, el coeficiente de la corrupción tenía el signo contrario.

Especulando sobre la diferencia en la práctica entre distintas métricas ($latex l_1$, $latex l_2$, $latex l_\infty$, etc.), construi una serie de diagramas de Voronoi usado métricas arbitrarias.

En la Wikipedia se comparan gráficamente $latex l_1$, $latex l_2$ (o euclídea y Manhattan). Mi código,

library(data.table)
library(reshape2)
library(grid)

n <- 20
dim.image <- 1000
puntos <- data.frame(id = 1:n,
                      x0 = runif(n) * dim.image,
                      y0 = runif(n) * dim.image)
colores <- rainbow(n)

voronoi <- function(p){
  tmp <- data.table(expand.grid(
      x = 1:dim.image,
      y = 1:dim.image, id = 1:n), key = "id")
  tmp <- merge(tmp, puntos, by = "id")

  distancia <- function(a, b, c, d, p)
    (abs(a-c)^p + abs(b-d)^p)^(1/p)

  tmp$distancia <- distancia(tmp$x,
    tmp$y, tmp$x0, tmp$y0, p)
  tmp[, rank := rank(distancia, ties = "random"),
    by = c("x", "y")]

  rejilla <- tmp[tmp$rank == 1,]
  rejilla$x0 <- rejilla$y0 <-
    rejilla$distancia <- rejilla$rank <- NULL

  rejilla$color <- colores[rejilla$id]

  imagen <- as.matrix(dcast(rejilla, x ~ y, value.var = "color")[,-1])

  grid.raster(imagen)
}

permite usar más en función del parámetro p.

Dentro de unos días voy a hablar de estadística bayesiana en Machine Learning Spain. Plantearé una distribución a priori muy poco informativa:

alfa ~ gamma(10, 1);
beta ~ gamma(10, 1);

Me estoy preparando sicológicamente para que alguien me dé guerrita con lo de la subjetividad de las distribuciones a priori. Si tal es el caso, replicaré lo que sigue.

Hace unos días quise replicar el análisis. Pero la URL de la que bajo los datos dejó de contener los de la liga del año anterior y cargó los correspondientes al inicio (¿dos jornadas? ¿tres?) de la actual. ¡Apenas había datos!

Hará ya un par de años, un señor muy importante divulgaba en su bitácora los resultados de un estudio relativo a la educación en España que acababa de publicar. Dedicaba una pequeña parte de la entrada a cuestiones metodológicas y el resto a cuestiones normativas: dado que he encontrado esto y aquello con un p-valor de tal, no otro remedio queda que aplicar todas estas medidas que aquí enumero, era el resumen de todo.

Por eso, en la práctica, el RMSE y similares son irrelevantes. Aunque eso, desgraciadamente, no quiera decir que no sean utilizados.

Pero en muchas ocasiones no es el error medio la medida importante. A menudo uno quiere detectar outliers: una variable de interés tiene un comportamiento normal la mayor parte del tiempo pero en ocasiones, en raras ocasiones, cuando supera un umbral, produce catástrofes. Dejarse guiar por el RMSE (o similares) produciría una peligrosa sensación de seguridad: detectaría la normalidad; la anormalidad, lo interesante, le resultaría inasequible.

Este es el número (por año) de condenados por provocar incendios forestales en España (según Civio):

Según la misma página, en esos años ha habido 223.783 incendios forestales, de los cuales el 55% fue intencionado.

Pero a nadie se le ocurre criticar a Civio y decirle que es [incluye aquí tu acusación de incorrección política favorita] por dar esas cifras y alegar que solo pueden catalogarse de intencionados el 0.369% de ellos (número de condenados entre número total de incendios).

En ocasiones el conjunto de datos sobre el que se ajusta una regresión logística está desequilibrado con respecto a la población subyacente. Por ejemplo, puede suceder que la tasa de casos positivos en los datos sea del 20% mientras que en la población general es del 5%.

Esto puede suceder por varios motivos. El sobremuestreo uno de ellos: se sobremuestrea cuando se toman, por ejemplo, todos los casos positivos y solo un subconjunto de los negativos.

Este artículo comienza así:

At a young statistical age John Tukey joined Charlie Winsor’s Society for the Supression of Correlation Coefficients.

¿De verdad que no os intriga el resto?