Analisis Multivariado 1 (Apunte basado en notas de clases del ...
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H<br />
sabemos que<br />
mn<br />
m + n (ˆ δ − b) ′ Σ −1 ( ˆ δ − b) ∼ χ 2 d<br />
<strong>en</strong>tonces si λ = 1<br />
2 , <strong>de</strong> tal forma que λ = 1 − λ, y bajo la hipotesis<br />
T 2 d,m+n−2 = mn<br />
m + n (ˆ δ − b) ′ S ∗−1 ( ˆ δ − b) D<br />
−→ χ 2 d<br />
si queremos un estadistico con un comportami<strong>en</strong>to ’razonable’ para<br />
cualquier λ podriamos <strong>de</strong>finir<br />
SP = (n−1)S∗ X +(m−1)S∗ Y<br />
n+m−2<br />
<strong>de</strong> esta forma nos aseguramos que<br />
−→ λΣX + (1 − λ) ΣY<br />
mn<br />
m + n (ˆδ − b) ′ S P −1 (ˆδ − b) D<br />
−→ χ 2 d<br />
14 Distancia <strong>de</strong> Mahalanobis<br />
Sean X1 ∈ R d y X2 ∈ R d dos observaciones multivariadas y Σ una<br />
matriz simetrica <strong>de</strong>finida positiva (g<strong>en</strong>eralm<strong>en</strong>te la matriz <strong>de</strong> varianzascovarianzas),<br />
se <strong>de</strong>fine la distancia <strong>de</strong> Mahalanobis <strong>en</strong>tre X1 y X2 a<br />
DMΣ(X1, X2) = (X1 − X2) ′ Σ −1 (X1 − X2)<br />
es equival<strong>en</strong>te a la distancia eucli<strong>de</strong>a cuadrada <strong>de</strong> las observaciones<br />
transformadas Z1 = Σ −1/2 X1 e Z2 = Σ −1/2 X2, es <strong>de</strong>cir<br />
DMΣ(X1, X2) = (X1 − X2) ′ Σ −1 (X1 − X2) =<br />
= (X1 − X2) ′ Σ −1/2 Σ −1/2 (X1 − X2) =<br />
= (Σ −1/2 (X1 − X2)) ′ (Σ −1/2 (X1 − X2)) = D 2 (Z1, Z2)<br />
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