Análisis estadístico para datos de conteo - Instituto Nacional de ...
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Ar t í c u l o originAl<br />
salud, tales como a) nivel individual: sexo, edad, nivel<br />
educativo, condición indígena, estado <strong>de</strong> unión, condición<br />
laboral, condición <strong>de</strong> aseguramiento, enfermedad crónica,<br />
percepción <strong>de</strong>l estado <strong>de</strong> salud; b) nivel hogar: tamaño <strong>de</strong>l<br />
hogar, nivel socioeconómico, afiliación a Oportunida<strong>de</strong>s; y<br />
c) nivel localidad: condición <strong>de</strong> ruralidad.<br />
Por último, <strong>para</strong> com<strong>para</strong>r los mo<strong>de</strong>los analizados<br />
se utiliza el criterio <strong>de</strong> información <strong>de</strong> Akaike (AIC). 6,7 Y,<br />
con la finalidad <strong>de</strong> homogeneizar la com<strong>para</strong>ción entre<br />
mo<strong>de</strong>los en relación con el estimador vinculado con la<br />
afiliación al SP, los resultados se presentan en términos<br />
<strong>de</strong> efectos marginales. Todos los análisis incorporan el<br />
hecho <strong>de</strong> que se tiene un diseño pareado a nivel localidad<br />
mediante la inclusión <strong>de</strong> un efecto fijo (variable<br />
indicadora) a nivel <strong>de</strong> localidad, y se realizaron en el<br />
paquete <strong>estadístico</strong> R. 18<br />
Resultados<br />
La figura 1 muestra la distribución <strong>para</strong> el número <strong>de</strong> consultas<br />
externas. Es posible observar una elevada concentración<br />
<strong>de</strong> valores en cero, un total <strong>de</strong> 10 552 observaciones<br />
(38.89%), lo cual pue<strong>de</strong> introducir mayor variabilidad <strong>de</strong><br />
la que nominalmente asume el mo<strong>de</strong>lo Poisson. De manera<br />
adicional, los <strong>datos</strong> contienen más ceros <strong>de</strong> los que serían<br />
predichos por un mo<strong>de</strong>lo Poisson con media <strong>de</strong> 1.58. Es<br />
<strong>de</strong>cir, bajo la presuposición <strong>de</strong> una distribución Poisson se<br />
esperaría observar un total <strong>de</strong> 27 135*e 1.58 = 5 589 ceros,<br />
47% menos que la frecuencia observada.<br />
En el cuadro I se presentan los resultados <strong>para</strong> los<br />
mo<strong>de</strong>los Poisson, binomial negativo (función <strong>de</strong> varianza<br />
Número <strong>de</strong> individuos<br />
12 000<br />
10 000<br />
8 000<br />
6 000<br />
4 000<br />
2 000<br />
0<br />
Número <strong>de</strong> consultas externas en los últimos 12 meses<br />
Salinas-Rodríguez A y col.<br />
lineal, NB1) y binomial negativo (función <strong>de</strong> varianza<br />
cuadrática, NB2). Para los tres mo<strong>de</strong>los, el efecto <strong>de</strong>l SP<br />
sobre el número <strong>de</strong> consultas externas es altamente significativo.<br />
Por otro lado, los resultados muestran, según<br />
el valor <strong>de</strong> AIC, que los mo<strong>de</strong>los <strong>de</strong> regresión binomial<br />
negativa son una mejor opción que el mo<strong>de</strong>lo Poisson, lo<br />
cual se corrobora también al llevar a cabo la prueba <strong>de</strong>l<br />
cociente <strong>de</strong> verosimilitu<strong>de</strong>s, LR NB1 =12,145, LR NB2 =12,115,<br />
ambas significativas (p