El modelo de regresión lineal

Ejemplo 1 (Regresión simple)

A continuación se muestra un conjunto de datos correspondientes a un estudio experimental cuyo objetivo fue evaluar el efecto que tiene la velocidad de mezclado (\(x\)) sobre el porcentaje de impurezas (\(y\)) en una pintura producida mediante un proceso químico.

ejemplo1

##    velocidad impurezas
## 1         20       8.4
## 2         22       9.5
## 3         24      11.8
## 4         26      10.4
## 5         28      13.3
## 6         30      14.8
## 7         32      13.2
## 8         34      14.7
## 9         36      16.4
## 10        38      16.5
## 11        40      18.9
## 12        42      18.5

plot(ejemplo1)

Ejemplo 2 (Regresión múltiple)

En este caso se estudia la eficiencia térmica de un reactor químico (en %) como función de la tasa de flujo en lb/h de dos gases (fluidizante y flotante), apertura de la boquilla (en mm) y temperatura de entrada del gas flotante (en ºF). Mostramos a continuación los 10 primeros casos del archivo:

head(ejemplo7,10)

##    eficienciaTermica tasaFlujoGas1 tasaFlujoGas2 aperturaBoq tempGas
## 1              47.83        124.17        134.07       23.32  210.11
## 2              59.51        149.46        142.21       41.82  229.67
## 3              50.38        131.65        146.62       21.14  231.10
## 4              53.24        139.49        136.16       45.79  206.03
## 5              47.26        113.03        125.41       41.51  222.67
## 6              50.52        134.57        165.84       32.42  219.59
## 7              50.78        140.92        128.17       27.95  223.25
## 8              54.59        172.06        139.52       34.27  211.76
## 9              59.80        151.36        152.54       57.09  235.86
## 10             48.90        136.56         91.19       34.42  216.78

plot(ejemplo7)

Estimación:

Construimos las matrices X e Y:

Y= ejemplo1$impurezas
X= cbind(1,ejemplo1$velocidad)
Y

##  [1]  8.4  9.5 11.8 10.4 13.3 14.8 13.2 14.7 16.4 16.5 18.9 18.5

X

##       [,1] [,2]
##  [1,]    1   20
##  [2,]    1   22
##  [3,]    1   24
##  [4,]    1   26
##  [5,]    1   28
##  [6,]    1   30
##  [7,]    1   32
##  [8,]    1   34
##  [9,]    1   36
## [10,]    1   38
## [11,]    1   40
## [12,]    1   42

Calculamos el estimador de \(\beta\) utilizando directamente el cálculo matricial:

\[ \hat{\beta} = \left(X^{t}X\right)^{-1}X^{t}Y\]

(la inversa de una matriz A en R se calcula mediante solve(A), la traspuesta mediante t(A), y el producto de dos matrices mediante el operador %*%)

solve(t(X)%*%X)%*%t(X)%*%Y

##          [,1]
## [1,] -0.28928
## [2,]  0.45664

En R la función lm() permite obtener directamente de manera muy simple el estimador de \(\beta\). Podemos comprobar que se obtiene el mismo resultado:

lm(impurezas~velocidad,data=ejemplo1)

## 
## Call:
## lm(formula = impurezas ~ velocidad, data = ejemplo1)
## 
## Coefficients:
## (Intercept)    velocidad  
##      -0.289        0.457

Podemos dibujar la recta de regresión mediante el comando abline():

recta=lm(impurezas~velocidad,data=ejemplo1)
plot(ejemplo1)
abline(recta,col="red",lwd=2)

Varianza residual.

La varianza residual se estima del modo que se muestra a continuación, donde el término \(X_i\) se refiere a la fila \(i\)-ésima de la matriz \(\mathbf{X}\):

\[\hat{\sigma}^{2}=\frac{1}{n-p}\sum_{i=1}^{n}\left(y_{i}-\hat{y_{i}}\right)^{2}=\frac{1}{n-p}\sum_{i=1}^{n}\left(y_{i}-X_{i}\hat{\beta}\right)^{2}=\frac{1}{n-p}\left(\mathbf{Y-X}\hat{\beta}\right)^{t}\left(\mathbf{Y-X}\hat{\beta}\right)\]

En esta ecuación el valor de \(p\) corresponde al número de parámetros del modelo. En el caso de la regresión lineal simple se tiene que \(p=2\) (hay dos parámetros, \(\beta_0\) y \(\beta_1\)).

Determinamos en primer lugar los valores de \(n\), \(p\) y \(b=\hat{\beta}\):

b=solve(t(X)%*%X)%*%t(X)%*%Y
n=length(Y)
p=length(b)

R nos permite ahora hacer el cálculo de \(\hat{\sigma}^2\) de las dos formas:

• Mediante cálculo matricial:

(S2=t(Y-X%*%b)%*%(Y-X%*%b)/(n-p))

##         [,1]
## [1,] 0.84514

• Mediante la suma de las diferencias al cuadrado entre observaciones y predicciones:

(S2=sum((Y-X%*%b)^2)/(n-p))

## [1] 0.84514

Obviamente obtenemos el mismo valor.

Error estándar residual.

Es la desviación típica residual (raíz cuadrada de la varianza residual): \(\hat{\sigma}=\sqrt{\hat{\sigma}^2}\)

(Se=sqrt(S2))

## [1] 0.91932

Matriz de covarianzas de los estimadores de los parámetros.

Esta matriz es de la forma:

\[\textrm{Var}\left(\hat{\beta}\right)=\hat{\sigma}^{2}\left(X^{t}X\right)^{-1}\]

y puede calcularse mediante:

(V_b=S2*solve(t(X)%*%X))

##           [,1]       [,2]
## [1,]  1.490326 -0.0458032
## [2,] -0.045803  0.0014775

Error estándar de los estimadores de los parámetros.

Es la raiz cuadrada de la diagonal de la matriz anterior:

sqrt(diag(V_b))

## [1] 1.220789 0.038439

Bondad de Ajuste: coeficiente \(R^2\)

En un modelo de regresión, la variabilidad total (VT) presente en la variable Y puede descomponerse en la variabilidad explicada (VE) por el modelo de regresión y la variabilidad no explicada o residual (VR):

\[\underset{(VT)}{\sum_{i=1}^{n}\left(y_{i}-\overline{y}\right)^{2}}=\underset{\left(VE\right)}{\sum_{i=1}^{n}\left(\hat{y}_{i}-\overline{y}\right)^{2}}+\underset{\left(VR\right)}{\sum_{i=1}^{n}\left(y_{i}-\hat{y}_{i}\right)^{2}}\]

siendo los \(\hat{y}_{i}\) los valores predichos por el modelo. Matricialmente:

\[\sum_{i=1}^{n}\left(y_{i}-\overline{y}\right)^{2}= ||\mathbf{Y-1}\overline{Y}||^{2}\]

\[\sum_{i=1}^{n}\left(\hat{y}_{i}-\overline{y}\right)^{2}= ||\mathbf{X}\hat{\beta}-\mathbf{1}\overline{Y}||^{2} \]

\[\sum_{i=1}^{n}\left(y_{i}-\hat{y}_{i}\right)^{2}= ||\mathbf{Y-}\mathbf{X}\hat{\beta}||^{2} \]

Estos términos pueden calcularse sin dificultad con R.

(VT=t(Y-mean(Y))%*%(Y-mean(Y)))

##        [,1]
## [1,] 127.73

(VE=t(X%*%b-mean(Y))%*%(X%*%b-mean(Y)))

##        [,1]
## [1,] 119.28

(VR=t(Y-X%*%b)%*%(Y-X%*%b))

##        [,1]
## [1,] 8.4514

(R2=VE/VT)

##         [,1]
## [1,] 0.93383

Coeficiente de determinación corregido (o ajustado)

El coeficiente de determinación \(R^2\) puede expresarse como: \[R^{2}=\frac{VE}{VT}=1-\frac{VR}{VT}\] El coeficiente de determinación corregido se define de manera similar mediante: \[\tilde{R}^{2}=1-\frac{VR/\left(n-p\right)}{VT/\left(n-1\right)}=1-\frac{n-1}{n-p}\frac{VR}{VT}=1-\frac{n-1}{n-p}\left(1-R^{2}\right)=\frac{n-1}{n-p}\left(R^{2}-\frac{p-1}{n-p}\right)\]

(R2.corregido=1-(1-R2)*(n-1)/(n-p))

##         [,1]
## [1,] 0.92722

Contraste de la regresión

Es el contraste de hipótesis de la forma:

\[H_0:\beta_1=0\]

que de forma matricial puede expresarse como:

\[H_0:\left(\begin{array}{cc} 0 & 1\end{array}\right)\left(\begin{array}{c} \beta_{0}\\ \beta_{1} \end{array}\right)=0\]

Este es un contraste lineal de la forma:

\[H_0:\mathbf{A\beta}=0\]

Cuando \(H_0\) es cierta el test estadístico:

\[F=\frac{1}{q\hat{\sigma}^{2}}\hat{\beta}^{t}\mathbf{A}^{t}\left(\mathbf{A}\left(\mathbf{X}^{t}\mathbf{X}\right)^{-1}\mathbf{A}^{t}\right)^{-1}\mathbf{A\hat{\beta}}\]

(siendo \(q\) el número de filas de la matriz \(\mathbf{A}\)) sigue una distribución \(F\) de Fisher-Snedecor con \(q\) y \(n-p\) grados de libertad. El p-valor del contraste es

\[p-valor=P\left(F_{q,n-q}>F_{obs}\right)=1-P\left(F_{q,n-q} \le F_{obs}\right)\]

siendo \(F_{obs}\) el valor observado del test estadístico \(F\).

A=matrix(c(0,1),byrow=TRUE,nrow=1)
q=nrow(A)
F.obs=(1/(q*S2))*t(b)%*%t(A)%*%solve(A%*%solve(t(X)%*%X)%*%t(A))%*%A%*%b
F.obs

##        [,1]
## [1,] 141.13

p.valor=1-pf(F.obs,q,n-p)
p.valor

##            [,1]
## [1,] 3.2112e-07

Nota: el valor del test estadístico \(F_{obs}\) para el contraste de la regresión puede obtenerse también como:

\[F_{obs}=\frac{VE/(p-1)}{VR/(n-p)}\]

En efecto:

(VE/(p-1))/(VR/(n-p))

##        [,1]
## [1,] 141.13

Estimación del modelo de regresión con R

R nos permite obtener todos los resultados anteriores de una manera más sencilla aplicando la función summary() al ajuste conseguido mediante lm():

summary(recta)

## 
## Call:
## lm(formula = impurezas ~ velocidad, data = ejemplo1)
## 
## Residuals:
##    Min     1Q Median     3Q    Max 
## -1.183 -0.543 -0.323  0.833  1.390 
## 
## Coefficients:
##             Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)  -0.2893     1.2208   -0.24     0.82    
## velocidad     0.4566     0.0384   11.88  3.2e-07 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 0.919 on 10 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.934,  Adjusted R-squared:  0.927 
## F-statistic:  141 on 1 and 10 DF,  p-value: 3.21e-07

La función anova() presenta el análisis de la varianza con la descomposición de la variabilidad total en sus fuentes de variación:

anova(recta)

## Analysis of Variance Table
## 
## Response: impurezas
##           Df Sum Sq Mean Sq F value  Pr(>F)    
## velocidad  1  119.3   119.3     141 3.2e-07 ***
## Residuals 10    8.5     0.8                    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Asimismo, la función confint() permite obtener de manera muy simple intervalos de confianza para los parámetros de la regresión:

confint(recta)

##               2.5 %  97.5 %
## (Intercept) -3.0094 2.43081
## velocidad    0.3710 0.54229

Estimación:

Construimos las matrices X e Y a partir de los datos del dataframe ejemplo7

Y= ejemplo7[,1]
X= as.matrix(cbind(b0=1,ejemplo7[,2:5]))
head(Y)

## [1] 47.83 59.51 50.38 53.24 47.26 50.52

head(X)

##      b0 tasaFlujoGas1 tasaFlujoGas2 aperturaBoq tempGas
## [1,]  1        124.17        134.07       23.32  210.11
## [2,]  1        149.46        142.21       41.82  229.67
## [3,]  1        131.65        146.62       21.14  231.10
## [4,]  1        139.49        136.16       45.79  206.03
## [5,]  1        113.03        125.41       41.51  222.67
## [6,]  1        134.57        165.84       32.42  219.59

Calculamos el estimador de \(\beta\) utilizando directamente cálculo matricial:

solve(t(X)%*%X)%*%t(X)%*%Y

##                   [,1]
## b0            7.522869
## tasaFlujoGas1 0.052898
## tasaFlujoGas2 0.034512
## aperturaBoq   0.153457
## tempGas       0.124906

Calculamos el estimador de \(\beta\) utilizando la función lm() de R:

lm(eficienciaTermica~tasaFlujoGas1+tasaFlujoGas2+aperturaBoq+tempGas,data=ejemplo7)

## 
## Call:
## lm(formula = eficienciaTermica ~ tasaFlujoGas1 + tasaFlujoGas2 + 
##     aperturaBoq + tempGas, data = ejemplo7)
## 
## Coefficients:
##   (Intercept)  tasaFlujoGas1  tasaFlujoGas2    aperturaBoq        tempGas  
##        7.5229         0.0529         0.0345         0.1535         0.1249

Podemos representar gráficamente el plano de regresión de la variable respuesta frente a dos variables explicativas:

library(scatterplot3d)
attach(ejemplo7)
s3d <-scatterplot3d(tasaFlujoGas1,tasaFlujoGas2,eficienciaTermica, pch=16, highlight.3d=TRUE,
  type="h", main="3D Scatterplot")
fit <- lm(eficienciaTermica ~ tasaFlujoGas1+tasaFlujoGas2) 
s3d$plane3d(fit)

detach(ejemplo7)

Utilizando el paquete rgl es posible mover una imagen 3d en el espacio mediante la sintaxis:

attach(ejemplo7)
library(rgl)
plot3d(tasaFlujoGas1,tasaFlujoGas2,eficienciaTermica, col="red",size=3)
detach(ejemplo7)

Resumen de la estimación

varianza residual, errores estándar de los estimadores, contrastes, … Utilizamos directamente la función summary() de R:

regmult=lm(eficienciaTermica~tasaFlujoGas1+tasaFlujoGas2+aperturaBoq+tempGas,data=ejemplo7)
summary(regmult)

## 
## Call:
## lm(formula = eficienciaTermica ~ tasaFlujoGas1 + tasaFlujoGas2 + 
##     aperturaBoq + tempGas, data = ejemplo7)
## 
## Residuals:
##    Min     1Q Median     3Q    Max 
## -7.919 -1.459  0.126  1.223  7.772 
## 
## Coefficients:
##               Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)     7.5229     3.0454    2.47   0.0150 *  
## tasaFlujoGas1   0.0529     0.0127    4.17  5.9e-05 ***
## tasaFlujoGas2   0.0345     0.0109    3.18   0.0019 ** 
## aperturaBoq     0.1535     0.0282    5.44  3.0e-07 ***
## tempGas         0.1249     0.0176    7.10  1.1e-10 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 2.77 on 115 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.729,  Adjusted R-squared:  0.719 
## F-statistic: 77.3 on 4 and 115 DF,  p-value: <2e-16

Podemos además calcular intervalos de confianza para los parámetros:

confint(regmult)

##                  2.5 %    97.5 %
## (Intercept)   1.490609 13.555129
## tasaFlujoGas1 0.027774  0.078023
## tasaFlujoGas2 0.012985  0.056039
## aperturaBoq   0.097622  0.209292
## tempGas       0.090058  0.159753