Problema 4 - Estimacción Boostrap
Enunciado
Cuando se extrae una muestra de una población que no es normal y se
requiere estimar un intervalo de confianza se pueden utilizar los
métodos de estimación bootstrap. Esta metodología supone que se
puede reconstruir la población objeto de estudio mediante un muestreo
con reemplazo de la muestra que se tiene. Existen varias versiones del
método. Una presentación básica del método se describe a
continuación:
El artículo de In-use Emissions from Heavy Duty Dissel Vehicles
(J.Yanowitz, 2001) presenta las mediciones de eficiencia de
combustible en millas/galón de una muestra de siete camiones.
Los datos obtenidos son los siguientes: \(7.69, 4.97, 4.56, 6.49, 4.34, 6.24\) y
\(4.45\)
Se supone que es una muestra aleatoria de camiones y que se desea
construir un intervalo de confianza del \(95\%\) para la media de la eficiencia de
combustible de esta población.
No se tiene información de la distribución de los datos.
El método bootstrap permite construir intervalos de
confianza del \(95\%\)
Para ilustrar el método suponga que coloca los valores de la muestra
en una caja y extrae uno al azar. Este correspondería al primer valor de
la muestra bootstrap \(X_1\).
Después de anotado el valor se regresa \(X_1\) a la caja y se extrae el valor \(X_2\), regresándolo nuevamente. Este
procedimiento se repite hasta completar una muestra de tamaño \(n, X_1, X_2, ... ,X_n\), conformando la
muestra bootstrap.
Es necesario extraer un gran número de muestras (suponga \(k = 1000\)). Para cada una de las muestra
bootstrap obtenidas se calcula la media \(X\bar{i}\), obteniéndose un valor para cada
muestra. El intervalo de confianza queda conformado por los percentiles
\(P_{2.5}\) y \(P_{97.5}\). Existen dos métodos para
estimarlo:


Construya el intervalo de confianza por los dos métodos y compare los
resultados obtenidos. Comente los resultados. ¿Confiaría en estas
estimaciones?
Nota
- Las muestras bootstrap se pueden obtener a partir de
muestreo aleatorio con repetición (o también llamado con
sustitución)
- Entregable : enlace en RPubs con informe 4
- funciones recomendadas : sample() , apply(), quantile()
- Problema tomado de Navidi(2006)
# Datos de la muestra original
x = c( 7.69, 4.97, 4.56, 6.49, 4.34, 6.24, 4.45)
# 1000 muestras de 7 eventos - boot sample
bs = sample(x,7000,replace = TRUE)
# Se construye la matriz de 1000 x 7
m = matrix(bs,nrow = 1000,ncol = 7)
# Cálculo de las medias para cada fila
mm = apply(m,1,mean)
Según los datos originales, se nota que no hay ningún valor entre 5 y
6, por lo tanto se puede deducir que no tiene una distribución normal,
luego podemos aplicar el método bootstrap.
Método 1
\[\begin{align*}
(P_{2.5} ; P_{97.5})\\
\end{align*}\]
Entonces, por el método 1 obtenemos
# Method 1
ic1 = quantile(mm, probs = c(0.025, 0.975))
ic1
## 2.5% 97.5%
## 4.748571 6.490143
Método 2
\[\begin{align*}
(2\overline{X} - P_{97.5} ; 2\overline{X} - P_{2.5})\\
\end{align*}\]
# Method 2
ic2 = c(2 * mean(mm) - ic1[2], 2 * mean(mm) - ic1[1])
ic2
## 97.5% 2.5%
## 4.635200 6.376771
Ahora vemos los dos resultados en el histograma. Las líneas de color
naranja, corresponden a los límites del primer método, y las azul claro
al segundo método.

Mediante el método 1, se obtuvo el intervalo (\(4.74 - 6.49\)) y mediante el método 2 se
obtuvo (\(4.63 - 6.37\)). Se observa
que mediante el método 1 el intervalo esta corrido un poco a la
derecha
Se puede decir entonces que, con un \(95\%\) de confianza, el promedio de
rendimiento de gasolina de los camiones, se encuentra, según el primer
método, entre \(4.74\) y \(6.49\), y para el segundo método, entre
\(4.63\) y \(6.37\). Según estos resultados, para el
primer método el rendimiento es un poco mayor. En cualquier caso, dado
que los valores son muy cercanos, se podría tomar cualquier método para
sacar las conclusiones respectivas. En este caso, no sabemos si estos
rendimientos son altos o bajos, es decir, si la conclusión pueda ser que
los camiones necesitan mantenimiento, o si, de ser altos, el
mantenimiento es el adecuado para los camiones y debe mantenerse.
LS0tDQpzdWJ0aXRsZTogIkFjdGl2aWRhZCAyLiBNw6l0b2RvcyB5IFNpbXVsYWNpw7NuIg0KdGl0bGU6ICJQcm9ibGVtYSA0Ig0KYXV0aG9yOiAiRW5yaXF1ZSBKb3PDqSBQZcOxYSB5IExlYW5kcm8gTXXDsW96Ig0KZGF0ZTogIjIwMjQtMDMtMDQiDQpvdXRwdXQ6ICANCiAgaHRtbF9kb2N1bWVudDoNCiAgICBjb2RlX2ZvbGRpbmc6IGhpZGUNCiAgICB0b2M6IGZhbHNlDQogICAgdG9jX2RlcHRoOiA0DQogICAgdG9jX2Zsb2F0OiB0cnVlDQogICAgY29sbGFwc2VkOiB0cnVlDQogICAgc21vb3RoX3Njcm9sbDogdHJ1ZQ0KICAgIHRoZW1lOiBmbGF0bHkNCiAgICBoaWdobGlnaHQ6IGthdGUNCiAgICBkZl9wcmludDogcGFnZWQNCiAgICBjb2RlX2Rvd25sb2FkOiB0cnVlDQpudW1iZXItc2VjdGlvbnM6IHRydWUNCi0tLQ0KDQoNCmBgYHtyIHNldHVwLCBpbmNsdWRlPUZBTFNFfQ0Ka25pdHI6Om9wdHNfY2h1bmskc2V0KGVjaG8gPSBGQUxTRSwgZmlnLndpZHRoID0gNSwgZmlnLmhlaWdodCA9IDUpDQpSLnZlcnNpb24NCmlmKCFyZXF1aXJlTmFtZXNwYWNlKCJnZ3Bsb3QyIiwgcXVpZXRseSA9IFRSVUUpKXsNCiAgaW5zdGFsbC5wYWNrYWdlcygiZ2dwbG90MiIpDQp9DQpsaWJyYXJ5KGdncGxvdDIpDQoNCnNldC5zZWVkKDY4OSkNCmBgYA0KDQojIyBQcm9ibGVtYSA0IC0gRXN0aW1hY2Npw7NuIEJvb3N0cmFwDQoNCiMjIyBFbnVuY2lhZG8NCg0KQ3VhbmRvIHNlIGV4dHJhZSB1bmEgbXVlc3RyYSBkZSB1bmEgcG9ibGFjacOzbiBxdWUgbm8gZXMgbm9ybWFsIHkgc2UgcmVxdWllcmUgZXN0aW1hciB1biBpbnRlcnZhbG8gZGUgY29uZmlhbnphIHNlIHB1ZWRlbiB1dGlsaXphciBsb3MgbcOpdG9kb3MgZGUgZXN0aW1hY2nDs24gKmJvb3RzdHJhcCouIEVzdGEgbWV0b2RvbG9nw61hIHN1cG9uZSBxdWUgc2UgcHVlZGUgcmVjb25zdHJ1aXIgbGEgcG9ibGFjacOzbiBvYmpldG8gZGUgZXN0dWRpbyBtZWRpYW50ZSB1biBtdWVzdHJlbyBjb24gcmVlbXBsYXpvIGRlIGxhIG11ZXN0cmEgcXVlIHNlIHRpZW5lLiBFeGlzdGVuIHZhcmlhcyB2ZXJzaW9uZXMgZGVsIG3DqXRvZG8uIFVuYSBwcmVzZW50YWNpw7NuIGLDoXNpY2EgZGVsIG3DqXRvZG8gc2UgZGVzY3JpYmUgYSBjb250aW51YWNpw7NuOg0KDQpFbCBhcnTDrWN1bG8gZGUgKkluLXVzZSBFbWlzc2lvbnMgZnJvbSBIZWF2eSBEdXR5IERpc3NlbCBWZWhpY2xlcyAoSi5ZYW5vd2l0eiwgMjAwMSkqIHByZXNlbnRhIGxhcyBtZWRpY2lvbmVzIGRlIGVmaWNpZW5jaWEgZGUgY29tYnVzdGlibGUgZW4gbWlsbGFzL2dhbMOzbiBkZSB1bmEgbXVlc3RyYSBkZSBzaWV0ZSBjYW1pb25lcy4gDQoNCiogTG9zIGRhdG9zIG9idGVuaWRvcyBzb24gbG9zIHNpZ3VpZW50ZXM6ICAkNy42OSwgNC45NywgNC41NiwgNi40OSwgNC4zNCwgNi4yNCQgeSAkNC40NSQNCg0KKiBTZSBzdXBvbmUgcXVlIGVzIHVuYSBtdWVzdHJhIGFsZWF0b3JpYSBkZSBjYW1pb25lcyB5IHF1ZSBzZSBkZXNlYSBjb25zdHJ1aXIgdW4gaW50ZXJ2YWxvIGRlIGNvbmZpYW56YSBkZWwgJDk1XCUkIHBhcmEgbGEgbWVkaWEgZGUgbGEgZWZpY2llbmNpYSBkZSBjb21idXN0aWJsZSBkZSBlc3RhIHBvYmxhY2nDs24uIA0KDQoqIE5vIHNlIHRpZW5lIGluZm9ybWFjacOzbiBkZSBsYSBkaXN0cmlidWNpw7NuIGRlIGxvcyBkYXRvcy4gDQoNCiogRWwgbcOpdG9kbyAqYm9vdHN0cmFwKiBwZXJtaXRlIGNvbnN0cnVpciBpbnRlcnZhbG9zIGRlIGNvbmZpYW56YSBkZWwgJDk1XCUkDQoNClBhcmEgaWx1c3RyYXIgZWwgbcOpdG9kbyBzdXBvbmdhIHF1ZSBjb2xvY2EgbG9zIHZhbG9yZXMgZGUgbGEgbXVlc3RyYSBlbiB1bmEgY2FqYSB5IGV4dHJhZSB1bm8gYWwgYXphci4gRXN0ZSBjb3JyZXNwb25kZXLDrWEgYWwgcHJpbWVyIHZhbG9yIGRlIGxhIG11ZXN0cmEgKmJvb3RzdHJhcCogJFhfMSQuIERlc3B1w6lzIGRlIGFub3RhZG8gZWwgdmFsb3Igc2UgcmVncmVzYSAkWF8xJCBhIGxhIGNhamEgeSBzZSBleHRyYWUgZWwgdmFsb3IgJFhfMiQsIHJlZ3Jlc8OhbmRvbG8gbnVldmFtZW50ZS4gRXN0ZSBwcm9jZWRpbWllbnRvIHNlIHJlcGl0ZSBoYXN0YSBjb21wbGV0YXIgdW5hIG11ZXN0cmEgZGUgdGFtYcOxbyAkbiwgWF8xLCBYXzIsIC4uLiAsWF9uJCwgY29uZm9ybWFuZG8gbGEgbXVlc3RyYSAqYm9vdHN0cmFwKi4NCg0KRXMgbmVjZXNhcmlvIGV4dHJhZXIgdW4gZ3JhbiBuw7ptZXJvIGRlIG11ZXN0cmFzIChzdXBvbmdhICRrID0gMTAwMCQpLiBQYXJhIGNhZGEgdW5hIGRlIGxhcyBtdWVzdHJhICpib290c3RyYXAqIG9idGVuaWRhcyBzZSBjYWxjdWxhIGxhIG1lZGlhICRYXGJhcntpfSQsIG9idGVuacOpbmRvc2UgdW4gdmFsb3IgcGFyYSBjYWRhIG11ZXN0cmEuIEVsIGludGVydmFsbyBkZSBjb25maWFuemEgcXVlZGEgY29uZm9ybWFkbyBwb3IgbG9zIHBlcmNlbnRpbGVzICRQX3syLjV9JCB5ICRQX3s5Ny41fSQuIEV4aXN0ZW4gZG9zIG3DqXRvZG9zIHBhcmEgZXN0aW1hcmxvOg0KDQoNCiFbXShNZXRvZG8gMS5wbmcpDQoNCg0KIVtdKE1ldG9kbyAyLnBuZykNCg0KQ29uc3RydXlhIGVsIGludGVydmFsbyBkZSBjb25maWFuemEgcG9yIGxvcyBkb3MgbcOpdG9kb3MgeSBjb21wYXJlIGxvcyByZXN1bHRhZG9zIG9idGVuaWRvcy4gQ29tZW50ZSBsb3MgcmVzdWx0YWRvcy4gwr9Db25maWFyw61hIGVuIGVzdGFzIGVzdGltYWNpb25lcz8NCg0KIyMjIE5vdGENCiogTGFzIG11ZXN0cmFzICpib290c3RyYXAqIHNlIHB1ZWRlbiBvYnRlbmVyIGEgcGFydGlyIGRlIG11ZXN0cmVvIGFsZWF0b3JpbyBjb24gcmVwZXRpY2nDs24gKG8gdGFtYmnDqW4gbGxhbWFkbyBjb24gc3VzdGl0dWNpw7NuKQ0KKiBFbnRyZWdhYmxlIDogZW5sYWNlIGVuIFJQdWJzIGNvbiBpbmZvcm1lIDQNCiogZnVuY2lvbmVzIHJlY29tZW5kYWRhcyA6IHNhbXBsZSgpICwgYXBwbHkoKSwgcXVhbnRpbGUoKQ0KKiBQcm9ibGVtYSB0b21hZG8gZGUgTmF2aWRpKDIwMDYpDQoNCmBgYHtyIGluaXRpYWxfZGF0YSAsIGluY2x1ZGUgPSBUUlVFLCBlY2hvID0gVFJVRX0NCiMgRGF0b3MgZGUgbGEgbXVlc3RyYSBvcmlnaW5hbA0KeCA9IGMoIDcuNjksIDQuOTcsIDQuNTYsIDYuNDksIDQuMzQsIDYuMjQsIDQuNDUpDQojIDEwMDAgbXVlc3RyYXMgZGUgNyBldmVudG9zIC0gYm9vdCBzYW1wbGUNCmJzID0gc2FtcGxlKHgsNzAwMCxyZXBsYWNlID0gVFJVRSkNCiMgU2UgY29uc3RydXllIGxhIG1hdHJpeiBkZSAxMDAwIHggNw0KbSA9IG1hdHJpeChicyxucm93ID0gMTAwMCxuY29sID0gNykgDQojIEPDoWxjdWxvIGRlIGxhcyBtZWRpYXMgcGFyYSBjYWRhIGZpbGENCm1tID0gYXBwbHkobSwxLG1lYW4pICANCmBgYA0KDQpTZWfDum4gbG9zIGRhdG9zIG9yaWdpbmFsZXMsIHNlIG5vdGEgcXVlIG5vIGhheSBuaW5nw7puIHZhbG9yIGVudHJlIDUgeSA2LCBwb3IgbG8gdGFudG8gc2UgcHVlZGUgZGVkdWNpciBxdWUgbm8gdGllbmUgdW5hIGRpc3RyaWJ1Y2nDs24gbm9ybWFsLCBsdWVnbyBwb2RlbW9zIGFwbGljYXIgZWwgbcOpdG9kbyAqYm9vdHN0cmFwKi4gDQoNCiMjIyBNw6l0b2RvIDENCg0KXGJlZ2lue2FsaWduKn0NCihQX3syLjV9ICA7IFBfezk3LjV9KVxcDQpcZW5ke2FsaWduKn0NCg0KRW50b25jZXMsIHBvciBlbCBtw6l0b2RvIDEgb2J0ZW5lbW9zDQoNCmBgYHtyIG1ldGhvZDEsIGluY2x1ZGUgPSBUUlVFLCBlY2hvID0gVFJVRX0NCiMgTWV0aG9kIDEgDQppYzEgPSBxdWFudGlsZShtbSwgcHJvYnMgPSBjKDAuMDI1LCAwLjk3NSkpIA0KaWMx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