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2019/04/01 01:14 1/12 5. Modelos Binomial e Poisson 5. Modelos Binomial e Poisson Conceitos Modelos não-gaussianos Modelos lineares generalizados Função de ligação Função logística, probito e logito Sobredispersão Tutoriais Modelos Poisson: Fecundidade de Solanum sp. Neste tutorial vamos usar modelos Poisson para descrever a distribuição de número de frutos em plantas adultas de Solanum sp.. Mas ao invés de dados reais, criaremos os valores de uma distribuição Poisson. A vantagem da simulação é que podemos avaliar o desempenho dos modelos, pois conhecemos os valores dos parâmetros. Modelo Poisson sem variáveis preditoras Passos iniciais Iniciamos o R e carregamos os pacote bbmle, car e sads 1). O pacote bbmle foi criado por Ben Bolker e tem algoritmos de optimização para obter a máxima verosimilhança dos parâmetros. Se você ainda não tem algum dos pacotes instalado use o comando install.packages ( pacote ). library(bbmle) library(car) library(sads) Fixamos o gerador pseudo-aleatório de dados para todos obtermos exatamente o mesmos resultados: set.seed(1234) Começamos a simulação: Vamos sortear 1000 valores de uma distribuição Poisson com parâmetro, o que simula uma BIE 5781 Modelagem Estatística para Ecologia e Recursos Naturais - http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/

Last update: 2018/11/19 03:20 05-binomial-poisson:05-binomial-poisson http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/doku.php?id=05-binomial-poisson:05-binomial-poisson população de mil plantas com uma média de cinco frutos por indivíduo. Ao usarmos uma Poisson simulamos que os frutos ocorrem a uma taxa constante por planta, e que a cada fruto é um evento independente dos demais. nplan<-1000 lambda=5 frutos<-rpois(nplan,lambda) Análise exploratória Qual é a probabilidade teórica de encontrar uma planta sexualmente madura sem frutos? dpois(0,lambda) Compare com a proporção de plantas sem frutos na amostra simulada: sum(frutos==0)/length(frutos) Para fazer esta avaliação para todos os valores, comparamos a distribuição de probabilidade teórica com as proporções empíricas. Comece com um gráfico de barras das proporções: mfrut<-max(frutos) fa<-factor(frutos, levels=0:mfrut) prob.obs<-table(fa)/nplan par(las=1) plot(0:mfrut,prob.obs, xlab="numero de frutos", ylab="probabilidade", type="h", lwd=5) E adicione os pontos com os valores teóricos esperados: prob.tr<-dpois(0:mfrut, lambda) points(0:mfrut,prob.tr, pch=21, col="red") Ajuste do modelo Definimos a função de máxima verossimilhança do parâmetro lambda da distribuição Poisson: x<-frutos poisnll<-function(lambda){ -sum(dpois(x, lambda, log=true)) } Há um teorema que garante que essa função de verossimilhança é unimodal e tem um único mínimo. Por isso podemos buscar a estimativa de máxima verossimilhança de simplesmente experimentando diversos valores até encontrar um mínimo. Para isso criamos uma sequência de valores na vizinhança da média amostral e aplicamos a cada um a função de log-verossimilhança: http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/ Printed on 2019/04/01 01:14

2019/04/01 01:14 3/12 5. Modelos Binomial e Poisson xvec<-seq(4.85,5.3, length=1000) LLest<-sapply(xvec,poisNLL) Em seguida buscamos o valor mínimo: minllest<-min(llest) lambdall.fb<-xvec[ LLest == min(llest)] Vamos comparar as estimativas do lambda obtidas com os métodos de força bruta, numéricos e analíticos 2). Faça a minimização numérica com a função mle2: lambdall.nm<-mle2(poisnll, start=list(lambda=4)) E agora compare os três valores: lambdall.fb lambdall.nm mean(frutos) E vamos fazer a comparação gráfica, plotando a função de verosimilhança e os pontos obtidos: mfrutos<-mean(frutos) LLest2<-LLest-min(LLest) plot(xvec,llest2, typ="l", xlab="frutos", ylab="loglik") abline(v=mfrutos, col="blue", lwd = 3) abline(v=coef(lambdall.nm),col ="darkgray") abline(v=lambdall.fb, col="red") Modelos Poisson com variáveis preditoras Vamos supor que a fecundidade das plantas poderia incrementar-se com um aumento da concentração de fósforo no solo. Simulamos esta situação fazendo da taxa de frutos por planta uma função de variáveis preditoras, como o fósforo: O que é o mesmo que Ou seja, o logarítmo de é uma função linear das variáveis preditoras 3). Essa é a funcão de ligação logarítmica. Sua vantagem é preservar a relação linear com as preditoras, e garantir valores positivos de, como deve ser na distribuição Poisson. Então vamos simular a dependência de ao fósforo! Primeiro definimos valores dos parâmetros: set.seed(1234) phos<-runif(100,0,10) BIE 5781 Modelagem Estatística para Ecologia e Recursos Naturais - http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/

Last update: 2018/11/19 03:20 a= 1 b= 0.3 x<-phos 05-binomial-poisson:05-binomial-poisson http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/doku.php?id=05-binomial-poisson:05-binomial-poisson E então os valores esperados de frutos em função do nível de fósforo, conforme a função de ligação: ydet<-exp(a+b*x) plot(x,ydet) Agora para simular um processo Poisson sorteamos amostras Poisson com parâmetro lambda igual a estes valores esperados: fec<-rpois(100,ydet) E plotamos nossos dados: par(las=1) plot(phos, fec, xlab="fósforo mg/kg", ylab="número de frutos") Definimos a função de verosimilhança para este modelo: poisglmnll = function(a,b) { ypred= exp(a+b*x) -sum(dpois(fec,lambda=ypred, log=true)) } Agora que simulamos um processo Poisson com valor esperado que é uma função do nível de fósforo, vamos ver o o ajuste de um modelo que descrevesse exatamente isso. Para estimar a máxima verosimilhança temos que fornecer na função de otimização um valor inicial para os parâmetros a e b. chute <- list(a=2.5, b= 0.33) Pergunta Definir bons pontos de partida (starting values) para o otimizador é crucial, especialmente para funções de verossimilhança mais complexas, com muitas preditoras. Aqui o caso é simples e pouco sensível aos valores iniciais. Por isso chutamos um valor razoável. Mas mesmo neste caso há maneiras de obter bons palpites e ajudar o otimizador. Você tem alguma ideia de como obter uma estimativa inicial dos parâmetros? E então otimizamos a função de verossimilhança, com a função mle2: mod.pois<-mle2(poisglmnll, start= chute) Conferimos o resumo do modelo: summary(mod.pois) http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/ Printed on 2019/04/01 01:14

2019/04/01 01:14 5/12 5. Modelos Binomial e Poisson E os perfis de verossimilhança das estimativas: mod.pois.prof <- profile(mod.pois) par(mfrow=c(1,2)) plotprofmle(mod.pois.prof) ## carregue o pacote sads para ter esta função par(mfrow=c(1,1)) Numa abordagem frequentista, os perfis são usados para estimar intervalos de confiança dos parâmetros, transformando a log-verossimilhança negativa em uma variável normal-padrão aproximação à normal é válida se os perfis são parábolas, como parece ser o caso. 4). Esta Aplicando a função plot ao objeto da classe perfil você obtem perfis na escala desta transformação: plot(mod.pois.prof) As linhas vermelhas neste gráfico marcam no eixo os quantis correspondentes a diferentes probabilidades acumuladas da normal. Estes quantis são usados como os limites dos intervalos de confiança para estas probabilidades. Compare os valores na figura para probabilidade de 95% com os obtidos com o comando: confint(mod.pois) Por fim, plotamos as curvas dos valores esperados de frutos por planta com os parâmetros e suas estimativas: par(las=1) plot(phos,fec, xlab="fósforo mg/kg", ylab="número de frutos" ) a.est<-coef(mod.pois)[1] b.est<-coef(mod.pois)[2] curve(exp(a+b*x),add=true, col="red") curve(exp(a.est +b.est*x), add=true, col="blue", lty=2) #estimada legend("topleft", c("parâmetro","estimativa"),col=c("red","blue"), lty=c(1,2)) O que aconteceria se usássemos outro modelo para descrever estes dados? Neste caso sabemos qual é o modelo correto, mas vamos simular esta situação, imaginando que o pesquisador está experimentando diferentes modelos. Usaremos a função de verosimilhança de uma binomial negativa, que permite agregação. Vamos calcular a máxima verosimilhança e comparar os modelos com o critério de informação de Akaike (AIC). negbinnll<- function(a,b,k){ ypred<-exp(a+b*x) -sum(dnbinom(fec, mu=ypred, size=k, log = TRUE)) } Tentamos um valor inicial de k usando o método dos momentos. Como sabemos que a variância da binomial negativa é: Então podemos estimar um valor aproximado de k com: BIE 5781 Modelagem Estatística para Ecologia e Recursos Naturais - http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/

Last update: 2018/11/19 03:20 05-binomial-poisson:05-binomial-poisson http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/doku.php?id=05-binomial-poisson:05-binomial-poisson med<-mean(fec) vari<-var(fec) k.init <-med^2/(vari-med) k.init mod.negbin<- mle2(negbinnll, start=list(a=2.5, b= 0.33, k=k.init)) Conferimos os parâmetros estimados: summary(mod.negbin) Comparamos os modelos com a função AICtab e confira o grau de suporte relativo do modelo Poisson respeito a binomial negativa: AICtab(mod.pois,mod.negbin, delta=t, sort=t, weights = TRUE) O modelo com melhor suporte é o modelo com distribuição Poisson, porém a diferença nos valores do AIC é menor que 2. Modelos com distribuição binomial: Infestação por Fusarium sp. Agora pensemos que os frutos das mesmas plantas solanáceas são atacados pelo fungo Fusarium sp., murchando-os. Pensemos que esse fungo habita no solo e portanto só ataca os frutos quando eles amadurecem e caem. A probabilidade de infestação dos frutos pode ser constante ou depender de algum fator como por exemplo o grau de umidade relativa do micro-habitat onde se encontra a planta. O número de tentativas (parâmetro da binomial) será variável entre as plantas, pois corresponde ao número de frutos que ela tenha. Vamos simular esta situação e depois verificar como um modelo binomial se sai em descrevê-la. Primeiro descartamos as plantas sem frutos: fec1<-fec[fec!=0] num.plant<-length(fec1) E simulamos o número de frutos atacados por planta: Vamos fazer o grau de umidade do solo na vizinhança da planta variar entre 30 a 100%, com probabilidade uniforme. set.seed(4444) ur<-runif(num.plant, 0.3, 1) Usamos a função de ligação logística para determinar e posteriormente simular o grau de http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/ Printed on 2019/04/01 01:14

2019/04/01 01:14 7/12 5. Modelos Binomial e Poisson infestação do fungo de acordo a umidade relativa do ambiente. Esta função estabelece seguinte relação do parâmetro com as variáveis preditoras A logística restringe os resultados esperados ao intervalo entre 0 a 1, mesmo que a variável preditora tenha valores muito grandes ou pequenos, por isso é adequada para descrever o parâmetro nos modelos de distribuição binomial. Assim como a função de ligação log para processos Poisson, a logística preserva uma relação linear das preditoras com a resposta. Mais formalmente, a ligação faz com que uma transformação do parâmetro seja uma função linear das variáveis preditoras. No caso do modelo binomial, aplicar a logística acima é o mesmo que transformar para seu logito: E novamente encontramos uma transformação do parâmetro -o logito - que pode ser expressa como uma função linear das preditoras sem violar pressupostos da distribuição usada no modelo, no caso a binomial 5). Vamos então usar tudo isso para construir a simulação de efeito das preditoras sobre a proporção de frutos murchos: a<- -4 b<- 7 ydet<-exp(a+b*ur)/(1 + exp(a +b*ur)) plot(ur,ydet) frut.mur<-rbinom(num.plant,size=fec1,prob= ydet) O número de frutos intactos é o complemento dos murchos. frut.sau<-fec1-frut.mur Para uma avaliação visual, plotamos os fruto sãos e murchos por planta e arranjamos as plantas em ordem crescente exposição à umidade relativa: datos<-data.frame(frut.sau,frut.mur,ur) datos.ur<-datos[order(datos$ur),] conjun<-datos.ur[,1:2] conjun.m<-as.matrix(conjun) barplot(t(conjun.m),beside=f, col=c("darkgray","darkblue"), ylim=c(0,80), ylab= "Número de Frutos", xlab= "Plantas", cex.names=0.4) legend("topright", c("frutos intactos", "frutos murchos"), col = c("darkgray","darkblue"), pch=c(19,19)) arrows(15.8,62,100,62) text(60,64, "Umidade", cex=1.8) Definimos a função de verossimilhança: binomnll<- function(a,b){ prob.det=exp(a+b*ur)/(1 +exp(a+b*ur)) -sum(dbinom(k,size=n,prob=prob.det, log=true)) BIE 5781 Modelagem Estatística para Ecologia e Recursos Naturais - http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/

Last update: 2018/11/19 03:20 } 05-binomial-poisson:05-binomial-poisson http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/doku.php?id=05-binomial-poisson:05-binomial-poisson E agora vamos encontrar o mínimo da função de log-verossimilhança negativa com otimização computacional com a função mle2. Otimizamos: mod.bin<-mle2(binomnll, start=list(a =-3,b =9), data =list(n= fec1, k = frut.mur)) Pergunta Como no tutorial anterior, temos que definir valores dos parâmetros para o otimizador iniciar. O comando acima usou um chute informado. Descubra como chegamos a ele. Uma pista: tem a ver com plotar a razão dos frutos murchos/total dos frutos na escala de logitos. Lembre-se que a função logito lineariza a curva logística. Alternativamente podemos usar a interface de fórmula da função mle2 para fazer os dois passos simultaneamente: mod.bin2<-mle2(frut.mur~dbinom(prob = exp(a + b*ur)/(1 + exp(a + b*ur)), size = fec1), start = list(a= -3, b = 9)) Avaliamos os perfis de verossimilhança: par(mfrow=c(1,2)) plotprofmle(profile(mod.bin)) ## carregue o pacote sads para ter esta função par(mfrow=c(1,1)) Finalmente comparamos a função logística simulada com a estimada. No gráfico, o tamanho do ponto e proporcional ao número de frutos que a planta tinha. prop.mur<-frut.mur/fec1 #Proporção de plantas murchas par(las=1) plot(ur, prop.mur,cex=fec1/25, xlab="umidade relativa", ylab="proporção Frutos Infectados") a.esti<-coef(mod.bin)[1] b.esti<-coef(mod.bin)[2] curve(exp(a+b*x)/(1+exp(a+b*x)),add=true, col="red") curve(exp(a.esti+b.esti*x)/(1+ exp(a.esti +b.esti*x)), add=true, col="blue", lty=2) #estimada legend("topleft", c("parâmetro","estimativa"),col=c("red","blue"), lty=c(1,2)) http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/ Printed on 2019/04/01 01:14

2019/04/01 01:14 9/12 5. Modelos Binomial e Poisson GLMs Para modelos Poisson e binomiais como os desses tutorial há uma teoria específica e um método de ajuste mais eficiente. São os glm (generalized linear models). Compare os resultados usando a função padrão no R para esses modelos, glm com os resultados obtidos. Os principais argumentos são family, que define a distribuição, e neste o argumento 'link', para definir a função de ligação. O padrão de link para Poisson é a logarítmica e a para binomial a logística, como usamos em ajustes numéricos. Para saber mais consulte a ajuda da função e as leituras indicadas. glm Poisson Uma regressão de uma variável Poisson como a que fizemos equivale a um glm com distribuição Poisson e função de ligação log. Compare os resultados do modelo Poisson que ajustamos com o mle2 com os resultados obtidos com a função glm do R: glm.pois <- glm(fec~phos,family=poisson(link="log")) summary(glm.pois) summary(mod.pois) AIC(mod.pois) AIC(glm.pois) Cada vez que fazemos um glm com distribuição Poisson e função de ligação log, compramos a premissa de uma relação exponencial entre a variável preditora e o valor esperado da variável dependente. Isso é o mesmo que supor uma relação linear entre a variável preditora e o logarítmo do valor esperado da dependente. glm Binomial Uma regressão de uma variável binomial como a que fizemos equivale a um glm com distribuição binomial e função de ligação logística. Compare os resultados do modelo binomial que ajustamos com o mle2 com os resultados obtidos com a função glm do R. Note que para esta função a variávelresposta, do lado esquerdo da fórmula do modelo, é uma matriz com números de observações poisitivas e negativas. glm.bin <- glm(cbind(frut.mur,frut.sau)~ur, data=datos,family=binomial(link="logit")) summary(mod.bin) summary(glm.bin) BIE 5781 Modelagem Estatística para Ecologia e Recursos Naturais - http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/

Last update: 2018/11/19 03:20 05-binomial-poisson:05-binomial-poisson http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/doku.php?id=05-binomial-poisson:05-binomial-poisson Questões para discussão Predador com saciação Em um experimento, girinos em diferentes quantidades ficaram expostos a um predador por um certo tempo. Os dados são o número inicial de girinos expostos e o número predado. Use modelos de regressão binomial para testar se as observações dão suporte à hipótese de que o número final predado é afetado pelo número inicial. DICAS: 1. Comece inspecionando gráficos do número de (a) girinos predados pelo número inicial e (b) da proporção de predados em relação ao número inicial. 2. Quando está abaixo da saciação o predador não ncessariamente captura 100% das preasas disponíveis. Pode ser que ele capture uma proporção fixa das presas. A função de ligação logística pode ser generalizada para qualquer assíntota : Dados girinos.csv Número de parasitas por hospedeiro Tomou-se uma amostra de 120 peixes, dos quais contaram-se todos os ectoparasitas. De cada peixe tomou-se o comprimento e registrou-se o sexo. Use as funções glm e glm.nb para investigar a relação entre número de parasitas e atributos dos peixes. DICA: Comece inspecionando os gráficos das relações entre a variável resposta e cada uma das preditoras. Dados peixes.csv http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/ Printed on 2019/04/01 01:14

2019/04/01 01:14 11/12 5. Modelos Binomial e Poisson Modelando média e dispersão Use o conjunto de dados a seguir para construir e comparar modelos de regressão Poisson e binomial negativa. Avalie todas as hipóteses de efeito linear da variável preditora com função de ligação log. DICA: Comece enumerando os modelos possíveis. Para a regressão binomial negativa o efeito pode ser sobre a média e/ou o parâmetro de dispersão. Para cada distribuição há os modelos de ausência de efeitos. Dados glm_q3.csv Exercícios Faça os exercícios desta unidade no sistema notar. Recursos para Estudo Leituras Principais Bolker, B.M. 2008 Ecological Models and Data in R Princeton: Princeton University Press: Cap.6 - Likelihood and all that, seção 6.3.1 Cap.9 - Standard Statistics Revisited, seção 9.4 Complementares Crawley, M.J. 2007. The R Book. (caps.13,14, e 16) Para saber mais sobre glms Dobson, A.J. 1990. An Introduction to Generalized Linear Models. London: Chapman and Hall. McCullagh P. & Nelder, J.A. 1989. Generalized Linear Models. London: Chapman and Hall. BIE 5781 Modelagem Estatística para Ecologia e Recursos Naturais - http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/

Last update: 2018/11/19 03:20 05-binomial-poisson:05-binomial-poisson http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/doku.php?id=05-binomial-poisson:05-binomial-poisson Resumo da Aula Handouts Slides Codigos R 1) para a funcao plotprofmle 2) já que a média amostral equivale à solução analítica para o MLE de 3) no caso da distribuição Poisson no caso temos uma variável preditora, mas isso pode ser generalizado para quantas você quiser 4) z = raiz quadrada da deviance, detalhes na ajuda da função profile 5) funções de ligação são convenientes por outras razões. Se esses detalhes interessarem, veja as leituras recomendadas. From: http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/ - BIE 5781 Modelagem Estatística para Ecologia e Recursos Naturais Permanent link: http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/doku.php?id=05-binomial-poisson:05-binomial-poisson Last update: 2018/11/19 03:20 http://cmq.esalq.usp.br/bie5781/ Printed on 2019/04/01 01:14