Estadística

Anuncio algo que no he conseguido hacer: agrupar grafos por topología. Pero no me he quedado lejos. Y espero que si alguien tiene alguna idea al respecto, nos lo haga saber al resto en la coda.

Contexto (disfrazado). Hay usuarios que tienen correos electrónicos. La relación esperada es de uno a uno. Pero la realidad es, como siempre, mucho más compleja: hay usuarios que tienen varios correos y correos compartidos por varios usuarios.

Me gustaría no tener que hacer más t-tests en la vida, pero no va a ser el caso.

El problema al que me refiero le surgió a alguien en una galaxia lejana y, de alguna manera, me salpicó y me involucró. Es, simplificándolo mucho, el siguiente.

Tiene una muestra $latex X = x_1, \dots, x_n$ y quiere ver si la media es o no cero. ¿Solución de libro? El t-test. Pero le salen cosas raras e inesperadas. De ahí lo del salpicón.

Avisé en mi entrada del otro día: no me preguntéis por qué (imponer restricciones en un problema de mínimos cuadrados).

Pero cuanto más pienso sobre ello, menos claro lo tengo. ¿Por qué restricciones?

Primero, el contexto. O el casi contexto. Porque no es exactamente así. Pero sí parecido. Supongamos que queremos predecir algo y construimos, p.e., 4 modelos. Se nos ocurre (y hay buenas razones para ello) combinar los predictores.

Uno puede pensar en usar la media de las predicciones. O la mediana. O tratar de usar un peso revelado por los datos.

Sí, había restricciones. No me preguntéis por qué, pero los coeficientes tenían que ser positivos y sumar uno. Es decir, buscaba la combinación convexa de cuatro vectores que más se aproximase a y en alguna métrica razonable. Y lo resolví así:

# prepare constrained optimization

y <- dat.clean$actual
x <- t(dat.clean[,2:5])

# target function: L2 first, then other metrics

L2 <- function(coef){
  sum(abs((y - colSums(x * coef)))^1.5)
}

# restrictions: coefs > 0, sum(coefs) ~ 1

ui <- rbind(diag(4), c(-1,-1,-1,-1), c(1,1,1,1))
ci <- c(0,0,0,0,-1.000001,0.999999)

theta <- rep(0.25, 4)

best.coef <- constrOptim(theta, L2,
  grad = NULL, ui = ui, ci = ci)

coefs <- best.coef$par

Objetos aparte de x e y, hay:

A los estadísticos se nos acusa en ocasiones de contestar preguntas tontas en las que nadie está interesado.

(Nota: de alguna manera conseguí el artículo al que se refiere el enlace anterior; pero ahora no veo que exista ninguna copia libre por ahí. Si alguien la consigue, por el bien del resto de los lectores, que me avise o que lo haga saber en los comentarios).

A lo que iba. Muchos estadísticos tienen el cerebro reprogramado para tratar de no cometer los llamados errores de tipo I y errores de tipo II (y para ello tratan de estimar una cosa de dudosa utilidad, $latex P(D|H)$, donde $latex D$ son los datos y $latex H$ es cierta hipótesis (que, generalmente, a nadie interesa y que es más difícil de plantear correctamente de lo que parecería).

Casi siempre que escribo aquí lo hago para contar algo. Creo que por primera vez creo que voy a usar esta plataforma para pedir consejo a mis lectores.

El caso es el siguiente. Tengo un conocido —que me ha pedido que no divulgue su nombre— que estudió en su día la diplomatura de estadística. Lleva años trabajando distintas cosas más o menos próximas al asunto de sus estudios e incluso hizo un máster de algo. Pero el bendito plan Bolonia lo ha desdiplomado: me cuenta que todo lo que cursó de COU en adelante es papel mojado.

Tenía un profesor de estadística que traducía accurate por acurado. Aún recuerdo esas sesiones insoportables con aquel señor que era lo contrario que Hans Rosling.

No hace mucho vine a descubrir que acurado existe en español. No obstante, significa otra cosa: cuidadoso y esmerado.

Algunos amigos me recomendaban preciso. La verdad, me gusta esta traducción. Pero bien podría ser un falso amigo. En inglés, precision tiene que ver con la varianza y accurate con el sesgo.

Todo el mundo habla últimamente de cadenas de Markov. ¿No os habéis dado cuenta? ¿O seré yo el que saca a relucir el asunto venga o no al caso? Sea que se haya puesto de moda o que esté mi misma obsesión por el asunto sesgando mi impresión sobre sobre (me encanta escribir dos preposiciones seguidas) lo que la gente habla, es el caso que el otro día me comprometí a escribir sobre

Esta entrada es la continuación de La escala natural de la varianza. En ella vimos cómo los componentes de un PCA pueden tener un peso que pudiera no guardar relación con su importancia práctica.

Si uno quiere trabajar con las principales componentes de un PCA sobre unos datos, puede que la escala sea irrelevante (p.e., si quiere utilizar modelos lineales). Pero hay casos egregios en los que no sucede así.

Hay una cosa que encuentro irritante en muchos artículos de estadística. Supongamos que existe una técnica A y que invento una técnica B. Entonces escribo un artículo en el que hablo de A, describo B, pruebo si procede algún teorema y, finalmente, me dispongo a compararlo con A.

Naturalmente, tanto A como B tienen hipótesis de partida: que las observaciones sean iid, que sean normales,…

Lo natural sería crear datos artificiales de acuerdo con las hipótesis subyacentes de A y comparar sobre ellos ambas técnicas. Además, tal vez, crear conjuntos de datos estresados para comparar A y B fuera del área de confort de A. Pero siempre utilizando datos en los que se conoce la verdad, es decir, el nivel de ruido, la intensidad de la señal, la correlación entre las variables, etc. Eso solo se consigue con datos artificiales, creados por nosotros.