Modelos Lineares Múltiplos [Laboratório de Ecologia de Florestas Tropicais]

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====== Modelos Lineares Múltiplos ======

===== Simplificando Modelos =====

Durante o curso usaremos o procedimento de simplificar o modelo a partir do modelo cheio.
O procedimento consiste em comparar modelos aninhados, dois a dois, retendo o que está mais acoplado aos dados. Caso os modelos não seja diferentes no seu poder explicativo, retemos o modelo mais simples, apoiados no princípio da parcimônia.

<WRAP center round box 90%>
==== Princípio da parcimônia (Navalha de Occam) ====

  * número de parâmetros menor possível
  * linear é melhor que não-linear
  * reter menos pressupostos
  * simplificar ao mínimo adequado
  * explicações mais simples são preferíveis

</WRAP>

<WRAP center round box 90%>
==== Método do modelo cheio ao mínimo adequado ====
  - ajuste o modelo máximo (cheio)
  - simplifique o modelo:
    * inspecione os coeficientes (summary)
    *  remova termos não significativos
  - ordem de remoção de termos: 
    * interação não significativos (maior ordem)
    * termos quadráticos ou não lineares
    * variáveis explicativas não significativas
    * agrupe níveis de fatores sem diferença
    * ANCOVA: intercepto não significativos -> 0
    

</WRAP>

<WRAP center round box 90%>
==== Tomada de decisão  ====
<WRAP center round tip 80%>
** A diferença não é significativa: **
    * retenha o modelo mais simples
    * continue simplificando

</WRAP>
<WRAP center round tip 80%>

**A difereça é significativa: **
    * retenha o modelo complexo 
    * este é o modelo __MINÍMO ADEQUADO__

</WRAP>

</WRAP>

===== Interação entre preditoras =====

A interação é um elemento muito importante quando temos mais de uma preditora, pois desconsiderá-la pode limitar o entendimento dos processos envolvidos. Um exemplo cotidiano da interação é visto no uso de medicamentos e o alerta da bula sobre interação medicamentosa ou efeitos colaterais para pessoas portadoras de doenças crônicas. Dizemos que um medicamento tem interação com outra substância quando o seu efeito é modificado pela presença de outra substância, como por exemplo a ingestão de álcool junto com muitos medicamentos. Nos modelos, a interação tem uma interpretação similar, a resposta pelo efeito de uma variável preditora se altera com a presença de outra preditora.  

==== Simulando um experimento plausível ====

Vimos que existe um efeito do tipo de solo na produção de um cultivar no exemplo de ANOVA. Uma expectativa plausível é que a adição de adubo também tenha efeito na produtividade e modifique o efeito do solo. Esse é nosso próximo exemplo. Para ele vamos usar uma simulação de dados similar ao que fizemos no modelo linear simples. 

Nos dados originais do exercício de ANOVA a produtividade média nos solos foi de:

  * arenoso:   9.9
  * argiloso: 11.5
  * humico:   14.3

Vamos, a partir dessa informação, criar um experimento onde, além da diferença do solo, metade dos cultivos foram tratados com adubo orgânico.


</WRAP>
  *1. Criamos vetores para representar as variáveis solo e adubo.
  *2. Para cada observação incluímos o efeito médio de produtividade de cada solo (10 réplicas para cada solo)  
  *3. Associamos um valor de efeito do tratamento adubo, como:
    * arenoso:  + 2.7
    * argiloso: + 0.7
    * humico:   + 0.2
  *4. Em seguida somamos um efeito aleatório na resposta para criar um data frame com as variáveis preditoras e resposta.

<code>

solo <- rep(c("are", "arg", "hum"), each=10)
adubo <- rep(rep(c(FALSE, TRUE), each=5), 3)
meansolo <- rep(c(9.9, 11.5, 14.3), each=10)
efeitoadubo <- rep(c(0, 2.7, 0, 0.7, 0, 0.2), each=5)
residuo <- rnorm(30, 0, 1)
dadosolo <- data.frame(solo, adubo, prod = meansolo + efeitoadubo + residuo)
str(dadosolo)

</code>

Confira se o objeto ''dadosolo'' foi organizado corretamente

==== Gráfico dos dados ====

Agora um gráfico simples. Busque entender todos os argumentos das funções abaixo.

<code>

par( mar=c(4,4,2,2),   cex.lab=1.5, cex.axis=1.2, las=1, bty="n")
boxplot(prod ~  adubo + solo, data = dadosolo, ann= FALSE, xaxt= "n",  outline= FALSE, col = rep(c(rgb(0,0,0, 0.1),rgb(0,0,0, 0.5)), 3)  )
mtext(c("arenoso", "argiloso", "húmico"), side = 1, at= c(1.5, 3.5, 5.5), line = 1, cex = 2)
legend("bottomright", legend= c("sem", "com"),title = "Adubo", bty= "n", pch = 15, cex = 1.5,col = c(rgb(0,0,0, 0.1),rgb(0,0,0, 0.5)))  

</code>

==== Modelo Cheio ====

Abaixo construímos o modelo cheio com as variáveis adubo e tipo de solo.

<code>

soloFull <- lm(prod ~ adubo + solo + solo:adubo, data = dadosolo)
summary(soloFull)

</code>


==== Modelo sem Interação ====

A primeira simplificação possível é retirar o efeito da interação entre as preditoras e comparar com o modelo cheio.  

<code>

solo01 <- lm(prod ~ adubo + solo , data = dadosolo)
anova(solo01, soloFull)

</code>


O resultado nos indica que o modelo cheio é o modelo mínimo adequado. Ou seja, explica uma porção considerável da variação dos dados a mais que o modelo mais simples, sem a interação entre tipo de solo e adubo. Para completar, vamos fazer a comparação com o modelo nulo. Essa comparação pode ser feito de duas maneiras: (1) construindo o modelo nulo e comparando por anova, ou (2) interpretando a tabela de anova do modelo mínimo adequado.


<code>

solo00 <- lm(prod ~ 1 , data = dadosolo)
anova(solo00, soloFull)
anova(soloFull)

</code>

==== Diagnóstico ====

O passo final é investigar se o modelo cumpre com as premissas do modelo linear. 

<code>

par(mfrow = c(2,2), mar=c(4,4,2,2), cex.lab=1.2,
    cex.axis=1.2, las=1,  bty="n")
plot(soloFull)
</code>

Não poderia ser mais comportado. Isso significa que criamos os dados corretamente!!
Agora é a parte mais difícil e interessante de qualquer análise de dados, a interpretação biológica suscita do resultado! 

==== Cabeçalho ====





<WRAP center round tip 100%>

**__Interpretando Variáveis Indicadoras (Dummy)__**

As variáveis indicadoras devem ser interpretadas com cuidado. No exemplo acima, o modelo pode ser descrito da seguinte forma:


$$ y_{tr} =  \alpha + \beta_1 * arg + \beta_2 * hum + \beta_3 * adubo + \beta_4 * arg * adubo + \beta_5 * hum * adubo $$


As variáveis __arg__, __hum__ e __adubo__ são dummy ou indicadoras, representadas por 1 quando presente e 0 quando ausentes. $\alpha, \beta_i$ representam as estimativas do modelo e estão relacionados, nesse caso, ao efeito de cada tratamento.


Para calcular o valor predito para o tratamento no solo arenoso com adubo, temos:

$$ y_{arenAdubo} =  \alpha + \beta_3 * adubo $$

Isso em decorrência do tratamento **arenoso sem adubo** estar representado pelo intercepto ($\alpha$) do modelo.


Para o tratamento de solo **argiloso com adubo** o predito é:

$$ y_{argAdubo} =  \alpha + \beta_1 * arg + \beta_3 * adubo + \beta_4 * arg * adubo $$

E assim por diante, usando as variáveis indicadoras e os coeficientes estimados para o cálculo do predito pelo modelo.

 

</WRAP>


===== Peso de bebês ao nascer =====

Vamos analisar o dado de peso dos bebês ao nascer e como isso se relaciona às características da mãe. Esses dados pode ser consultados em [[https://www.stat.berkeley.edu/users/statlabs/labs.html]]. 

<WRAP center round box 80%>
  * baixe o arquivo  {{:bie5782:02_tutoriais:tutorial7c:babies.csv|}} no seu diretório de trabalho
  * Vamos selecionar o modelo mínimo adequado a partir das variáveis:
    * resposta **bwt** : peso do bebê ao nascer em onças(oz)
    * preditoras:
        * gestation: tempo de gestação (dias)
        * age: idade
        * weight: peso da mãe
        * smoke: 0 não fumante; 1 fumante
   
</WRAP>

Para simplificar nosso exercício vamos usar apenas as preditoras: tempo de gestação, idade da mãe e se ela é fumante ou não.

<code>
bebes <- read.table("babies.csv", header= TRUE, as.is = TRUE, sep= "\t")
str(bebes)
mlfull <- lm(bwt ~ gestation + age + smoke
           + gestation:age + gestation:smoke
         + age: smoke + gestation:age:smoke, data = bebes) 
summary(mlfull)

</code>

===== Interação Tripla =====

Vamos simplificar o modelo, retirando a interação ''gestation:age:smoke'' que aparenta não ser importante.

<code>

ml01 <- lm(bwt ~ gestation + age + smoke
           + gestation:age + gestation:smoke
         + age: smoke, data = bebes) 
anova(ml01, mlfull)
summary(ml01)

</code>

===== Interações Dupla =====

Continuamos a simplificação, retirando as interações duplas uma a uma para avaliar quais delas devem ser mantidas. Os testes parciais das variáveis no ''summary'' nos dá uma indicação de quais devem ser mantidas, mas uma boa prática é fazer o processo completo, já que um elemento no modelo pode mudar o efetividade de outro, principalmente quando compartilham alguma porção de variação explicada.

<code>
## sem age:smoke
ml02 <- lm(bwt ~ gestation + age + smoke
           + gestation:age + gestation:smoke, data = bebes) 
anova(ml01, ml02)
## sem gestation:smoke
ml03 <- lm(bwt ~ gestation + age + smoke
           + gestation:age  + age:smoke, data = bebes)
anova(ml01, ml03)
## sem gestation:age
ml04 <- lm(bwt ~ gestation + age + smoke
           + gestation:smoke + age: smoke, data = bebes) 
anova(ml01, ml04)

</code>

A única interação dupla que não parece fazer diferença quando retiramos do modelo é a ''age:smoke'', as outras explicam uma porção razoável da variação dos dados.

===== Interpretação do modelo =====

O ''summary'' nos fornece as principais informações sobre o modelo mínimo adequado.  

<code>
summary(ml02)
confint(ml02)
anova(ml02)

</code>