Centralização e escalonamento de dados na Engenharia de Avaliações


Luiz F. P. Droubi 1, 2


Norberto Hochheim 1

Carlos Augusto Zilli1, 3 Willian Zonato1, 2

1 PPGTG, UFSC
2 SPU/SC
3 UNISUL

Centralização

“Never estimate intercepts, always estimate centercepts! John Tukey”

A centralização de dados corresponde à subtração dos dados amostrais de cada variável, da sua média amostral ou outro valor característico. O intercepto do modelo, assim, pode ser melhor estimado e ganhar um significado. Matematicamente, isto pode ser representado na fórmula a seguir:

\[x_{ij} = x_{ij} - \bar{x_j} \qquad \forall i \in 1..n, j \in 1..p\] onde:

  • \(x_{ij}\) é o valor observado para o dado amostral \(i\) para a variável \(j\);
  • \(\bar{x_j}\) é o valor da média amostral para a variável \(j\);
  • \(n\) é o número de dados amostrais e \(p\) é o número de parâmetros do modelo.

A figura 1 ilustra esse processo:

Figura 1: Centralização em relação à média de cada variável

Figura 1: Centralização em relação à média de cada variável

Quando feita em relação à média, as variáveis centralizadas ficam com média igual a zero e o intercepto torna-se o centrocepto (Wainer 2000). Isto pode ajudar na interpretação do modelo de regressão, especialmente quando da presença de interação entre as variáveis.

Quando feita em relação à valores referenciais que estas variáveis podem assumir, como os dados de um imóvel paradigma na Engenharia de Avaliações, o intercepto do modelo resulta significativo, pois este representará o valor da variável dependente para a situação paradigma.

Escalonamento

Normalmente as variáveis de determinada amostra são observadas em escalas diferentes entre si. Neste caso, pode ser conveniente realizar um processo chamado de escalonamento de variáveis. O tipo mais comum de escalonamento é o de variância (Variance Scaling), muitas vezes chamado de padronização, o que está ilustrado na figura 2.

Figura 2: Escalonamento da variância

Figura 2: Escalonamento da variância

A seguinte expressão mostra isso matematicamente:

\[x_{ij} = \frac{x_{ij} - \bar{x_j}}{\sigma_{x_j}} \qquad \forall i \in 1..n, j \in 1..p\] onde:

  • \(\sigma_{x_j}\) é o valor do desvio-padrão amostral da variável \(j\);

A padronização dos dados pode ser importante para reduzir a multicolinearidade entre as variáveis independentes. Além disto, a padronização dos dados amostrais pode reduzir significativamenteo erro computacional devido ao arredondamento (Matloff 2017).

Além disto, se o objetivo do modelo é a predição de valores, o ideal é que se mantenham o maior número de variáveis explicativas possíveis, adotando-se um cutoff maior para os p-valores, entre 0,25 e 0,35 (Matloff 2017). Como o escalonamento de variáveis pode reduzir os p-valores, mais variáveis podem ser aproveitáveis para o modelo, melhorando o poder de predição do mesmo.

Estudos de Casos

Para exemplificar a utilização da centralização e do escalonamento de dados, foram elaborados dois estudos de casos.

No primeiro caso, em um loteamento com topografia variável, onde, além da centralização das variáveis em relação ao lote paradigma, a variável inclinacao foi padronizada (centralizada em zero e escalonada em relação ao seu desvio-padrão) para possibilitar a obtenção do grau I de Fundamentação da NBR-14.653-02. No segundo caso, num loteamento com diferentes regras de incorporação, foi aplicada novamente a centralização das variáveis em relação a um lote paradigma, com o escalonamento da variável Distância ao Mar.

Loteamento com topografia variável

Para este caso, as variáveis foram centralizadas em relação a um lote paradigma com características: plano, seco, com 15m de frente e 30m de profundidade. Além disto, os termos polinomiais da variável inclinação foram padronizados.

Comparacão dos modelos com e sem centralização e escalonamento.
VU
(1) (2)
CONSTANT 44,813 54,265
(9,368)*** (2,584)***
FRENTE 0,993 0,997
(0,508)*** (0,508)***
PROFUNDIDADE -0,179 -0,178
(0,146)* (0,146)*
I(INCLINACAO2) -173,083 -1,617
(170,248) (1,295)*
I(INCLINACAO3) -1.071,862 -0,889
(771,291)** (0,533)**
PEDOLOGIAPANTANOSO -21,201 -21,111
(3,727)*** (3,701)***
Observations 18 18
R-squared 0,825 0,825
Adjusted R-squared 0,752 0,752
Residual standard error (df = 12) 6,054 6,061
F statistic (df = 5; 12) 11,323*** 11,291***
Notes: p < ,1; p < ,2; p < ,3

Loteamento com diferentes regras de incorporação

Para este caso, as variáveis foram centralizadas em relação a um lote paradigma de 450m², com 15m de testada e viabilidade para 2 pavimentos. A distância ao mar foi centralizada a 500m do mar, valor próximo à média amostral, além de ter sido escalonada.

Comparacão dos modelos com e sem centralização e escalonamento. Jurerê Internacional (2017).
VU
(1) (2)
CONSTANT 1.644,436 2.096,935
(686,599)*** (120,139)***
I(AREA2) -0,001 -0,002
(0,001)* (0,001)**
TESTADA 111,239 100,510
(45,684)*** (32,130)***
DIST_MAR -2,059 -640,190
(0,289)*** (86,830)***
PAVIMENTOS4 1.891,938 1.912,312
(296,639)*** (291,943)***
Observations 34 34
R-squared 0,833 0,839
Adjusted R-squared 0,810 0,817
Residual standard error (df = 29) 453,253 445,106
F statistic (df = 4; 29) 36,151*** 37,754***
Notes: p < ,1; p < ,2; p < ,3

Referências

Matloff, Norman. 2017. Statistical Regression and Classification. Chapman; Hall/CRC. https://doi.org/10.1201/9781315119588.

Wainer, Howard. 2000. “The Centercept: An Estimable and Meaningful Regression Parameter.” Psychological Science 11 (5): 434–36. http://www.jstor.org/stable/40063555.

Never estimate intercepts, always estimate centercepts!