Estadística

El telón de Aquiles del big data es el sesgo. Me gustaría hablar más de ello, pero me agarra de la pluma uno de esos NDAs. Así que hablaré de otra cosa. Si le preguntas a la gente cuántos hermanos son en la familia, el promedio del resultado tenderá a ser superior al número medio de hijos por familia. Esencialmente, porque no estás muestreando familias sino hijos. El tautológico hecho de que las familias con más hijos tengan más hijos hace que estén sobrerrepresentadas en la muestra. ...

Es $$ \sum_i \Phi(y_i, f_1(x_i)) > \sum_i \Phi(y_i, f_1(x_i) - \lambda \nabla \Phi(y_i, f_1(x_i)) \sim$$ $$ \sim \sum_i \Phi(y_i, f_1(x_i) - \lambda f_2(x_i))$$ Por supuesto, el lector se preguntará muchas cosas, entre las que destaco: ¿Qué representa cada uno de los elementos que aparecen en la línea anterior? ¿Qué parte de ella es solo casi siempre cierta? ¿Qué tiene todo eso que ver con GBM?

Hago pública por su interés (parte de) una respuesta de Ramón Díaz Uriarte a un correo mío en el que yo sugería que una vez que sabes especificar un modelo probabilístico para unos datos, p.e., para la regresión lineal, y ~ N(a0 + a1 x1 +..., sigma)), para el test de Student, y0 ~ N(mu, sigma); y1 ~ N(mu + delta, sigma), etc. no hace falta saber qué es lm, ni el test de Student, ni nada. Cero teoría; sobre todo, de teoría tipo recetario. Se especifica el modelo (con una determinada sintaxis), se deja correr la cosa y a interpretar. Su respuesta: ...

Tengo un grafo, g cuyos vértices pueden ser cosas susceptibles de contaminarse. Me pregunto si la contaminación puede contagiarse a través del grafo. Es decir, si A y B están unidos por una arista y A está contaminado, la probabilidad de que B también lo esté es superior a la normal. Se me ocurre probar esa hipótesis así: library(igraph) # mi grafo g <- erdos.renyi.game(10000, p.or.m = 0.001, type="gnp") min.mean.dist <- function(n){ # contaminación al azar contaminados <- sample(V(g), n) # distancias entre nodos contaminados res <- shortest.paths(g, v = contaminados, to = contaminados) diag(res) <- Inf # distancia al contaminado más próximo min.dist <- apply(res, 1, min, na.rm = T) # y su media mean(min.dist) } # histograma bajo la hipótesis nula res <- replicate(100, min.mean.dist(100)) El resto son detalles que el lector atento sabrá completar por su cuenta.

En estadística, una muestra representativa tiene que contener las características relevantes de la población en las mismas proporciones en que están incluidas en tal población (referencia). En estos tiempos, se están poniendo de moda alternativas a la muy tradicional democracia representativa que, en contraposición a ella, no aspiran a serlo. Y su principal problema radica, precisamente, en que no lo son. Lo anterior no es más que una opinión: es la constatación de un hecho. Esta semana pasada, en aras de una versión más directa y asamblearia de la democracia, ha habido en mi barrio un par de eventos en los que en presencia de la alcaldesa de Madrid el uno y del concejal de mi distrito el otro, se han tratado temas que me interesan directamente. Pero, oh, fatalidad, a la hora en que yo (y muchos otros) estamos lejos y ocupados ganándonos el pan. ...

El clústering (o análisis de conglomerados, o como se le quiera llamar) es un atajo intelectual. En lugar de estudiar individuos (no necesariamente personas), estos se agrupan de manera más o menos cuestionable, se eligen representantes en cada uno de ellos, cuyas características se atribuyen a continuación a todos sus miembros. No puedo evitar escribir párrafos como el anterior sin que me venga a la nariz ese olor a naftalina de cuando era crío y abría los armarios de mi abuela. ...

Podemos hacerlo seleccionando aleatoriamente (uniformemente) la longitud de la arista (p.e., entre 3 y 5 cm) la superficie de la cara (p.e., entre 9 y 25 cm²) su volumen (p.e., entre 27 y 125 cm³) Obviamente, los tres mecanismos anteriores generarán distribuciones de muestreo diferentes (¿cuáles?). Una trivialidad, tal vez, que tiene que ver con esto y con esto.

¡Olé! Con la frase que titula esta entrada se cierra este artículo tan torero de eldiario.es. El resto de lo que se publica me viene de perillas para ilustrar a mis alumnos del máster de ciencia de datos de KSchool eso de la dependencia e independencia condicional. Lo que el artículo argumenta, y que nadie pone en duda, es que altas concentraciones de óxidos de nitrógeno (A) y picos de hospitalizaciones por enfermedades respiratiorias (B), no son eventos independientes. Es decir, que $P(A \cap B) \neq P(A)P(B)$. En otros términos, que nuestro conocimiento de A nos permite refinar nuestra estimación de B. Todo correcto. ...

Y termino con lo de los intervalos. Me refiero a esto y esto. Nunca me habría atrevido a escribir sobre el tema, y exponerme, de paso, a la muy razonadas explicaciones de quienes tuvieron a bien comentarlas, si no hubiese sido por un tema personal: el recuerdo de la frustración que me supuso hacerme en su día con la teoría subyacente tanto a las pruebas de hipótesis como a la construcción de intervalos de confianza. ...

Una pregunta reciente en r-help-es se refería a la comparación en R de las proporciones en tres grupos. Obviando algunas pequeñas complicaciones en el problema, la respuesta canónica podría ser esta: total <- c(56, 49,51) positivos <- c(14, 10, 17) prop.test(tmp$positivos, tmp$positivos + tmp$negativos) # 3-sample test for equality of proportions without continuity correction # # data: tmp$positivos out of tmp$positivos + tmp$negativos # X-squared = 2.2289, df = 2, p-value = 0.3281 # alternative hypothesis: two.sided # sample estimates: # prop 1 prop 2 prop 3 # 0.2500000 0.2040816 0.3333333 Los grupos no parecen ser desiguales. ...