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Análisis de medidas repetidas
Repeated measures analysis
Maria del Carmen Ruiz de Villaa
a Departament d'Estadística i Investigació Operativa. Universitat de Barcelona. Barcelona. España.
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En este caso&#44; con una observaci&#243;n por individuo ser&#225; dif&#237;cil determinar&#44; entre las diferencias entre grupos que se observan&#44; qu&#233; componente es debido a los tratamientos administrados y qu&#233; componente es debido a la propia variabilidad de la muestra analizada&#46; En estas situaciones suele ser interesante obtener varias medidas del mismo individuo para poder tener una aproximaci&#243;n &#40;en t&#233;rminos estad&#237;sticos nos referiremos a control&#41; a esta variabilidad individual&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El concepto de medidas repetidas es un t&#233;rmino que engloba las situaciones comentadas anteriormente&#46; En t&#233;rminos generales&#44; se utiliza en aquellas situaciones en las que la variable respuesta en cada unidad experimental se mide en m&#250;ltiples ocasiones y&#44; posiblemente&#44; en condiciones experimentales distintas&#46; Su &#225;mbito de aplicaci&#243;n es variado&#44; incluyendo la biolog&#237;a&#44; medicina&#44; educaci&#243;n&#44; psicolog&#237;a&#44; econometr&#237;a&#44; etc&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Como se ha indicado anteriormente&#44; este tipo de an&#225;lisis suelen plantearse en estudios que son longitudinales por naturaleza&#44; es decir&#44; cuando las medidas se realizan a lo largo del tiempo&#46; En estos casos para cada individuo se dispone de una curva que indica el comportamiento de la variable obtenida a lo largo del tiempo y&#44; por lo tanto&#44; el inter&#233;s se centra en el modelo matem&#225;tico que expresa la respuesta como una funci&#243;n del tiempo&#46; Esta funci&#243;n&#44; en general&#44; ser&#225; no-lineal&#46; En el mejor de los casos&#44; podremos proponer una expresi&#243;n determinada para esta funci&#243;n teniendo en cuenta las caracter&#237;sticas del proceso que estamos observando&#46; Sin embargo&#44; en muchos casos deberemos considerar modelos m&#225;s generales &#40;lineal&#44; cuadr&#225;tico&#44; etc&#46;&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">En determinados estudios experimentales&#44; las medidas repetidas corresponder&#225;n a la asignaci&#243;n de distintos tratamientos a los sujetos del estudio&#46; En estos casos a cada individuo se le administran todos los tratamientos que se desean estudiar dejando un per&#237;odo prudencial de tiempo entre la administraci&#243;n de dos tratamientos consecutivos para evitar una posible interacci&#243;n entre ellos&#46; En el an&#225;lisis de este tipo de situaciones el valor del tiempo en que se realiza cada medida es irrelevante&#44; y el objetivo se centrar&#225; en la comparaci&#243;n de los tratamientos teniendo en cuenta que se dispone de una medida de la variabilidad individual al disponer de varias medidas sobre el mismo sujeto&#46; Un caso particular de este tipo de an&#225;lisis son los dise&#241;os <span class="elsevierStyleItalic">cross-over</span>&#46; A modo de resumen&#44; la tabla 1 indica las ventajas y los inconvenientes de este tipo de an&#225;lisis en su aplicaci&#243;n en estudios cl&#237;nicos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Independientemente del dise&#241;o experimental con medidas repetidas que se utilice en una situaci&#243;n concreta&#44; una de las caracter&#237;sticas particulares com&#250;n a todos ellos es la existencia de una estructura de correlaciones muy particular entre los datos&#58; las observaciones de un mismo individuo est&#225;n correlacionadas&#44; mientras que las observaciones de individuos distintos est&#225;n incorrelacionadas&#46; Este hecho plantea una serie de problemas desde el punto de vista de an&#225;lisis estad&#237;stico cuya soluci&#243;n&#44; teniendo adem&#225;s en cuenta el tipo de cuestiones a resolver&#44; da lugar a distintas aproximaciones al problema&#46; En este trabajo se van a indicar los m&#233;todos m&#225;s habituales para abordar este tipo de problemas en funci&#243;n del dise&#241;o particular y de los objetivos del estudio&#44; haciendo hincapi&#233; en la adecuaci&#243;n de cada m&#233;todo a cada situaci&#243;n concreta&#46;</p><p class="elsevierStylePara">En el &#225;mbito de la investigaci&#243;n m&#233;dica&#44; este tipo de t&#233;cnicas proporciona una herramienta de an&#225;lisis de datos muy interesante&#46; Por ejemplo&#44; se ha aplicado a la evaluaci&#243;n de curvas de glucemia<span class="elsevierStyleSup">1</span> y al estudio de la concentraci&#243;n de f&#225;rmacos en sangre<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#46; El estudio de curvas de crecimiento es otra de las aplicaciones muy frecuentes<span class="elsevierStyleSup">3</span>&#46; Otros ejemplos de aplicaci&#243;n ser&#237;an el estudio del efecto de determinados tratamientos en el grosor de la c&#243;rnea<span class="elsevierStyleSup">4</span> o la evaluaci&#243;n de un programa de vacunas de la hepatitis B<span class="elsevierStyleSup">5</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Desde un punto de vista t&#233;cnico&#44; y dada la importancia creciente de estas t&#233;cnicas en medicina&#44; han aparecido distintas revisiones que&#44; desde distintos puntos de vista&#44; analizan los principales m&#233;todos estad&#237;sticos de forma descriptiva<span class="elsevierStyleSup">6</span> o bien con una cierta base estad&#237;stica<span class="elsevierStyleSup">7-10</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara">A pesar de que existe ya abundante informaci&#243;n al respecto&#44; no se encuentra una exposici&#243;n de las distintas aproximaciones al an&#225;lisis estad&#237;stico en estos ensayos en la que se haga m&#225;s &#233;nfasis en el tipo de resultados que se pueden obtener con un ejemplo num&#233;rico de cada uno de los m&#233;todos que se pueden aplicar&#46; Esta revisi&#243;n se ha planteado con el objetivo de suplir este vac&#237;o&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Definiciones b&#225;sicas</span></p><p class="elsevierStylePara">De cara a una mejor comprensi&#243;n de los m&#233;todos de an&#225;lisis en los dise&#241;os de medidas repetidas es preciso definir algunos conceptos estad&#237;sticos que son caracter&#237;sticos de estos m&#233;todos&#46; Se suele referir como covariables a aquellas variables o factores que pueden afectar a la respuesta&#46; Estas covariables pueden clasificarse en dos categor&#237;as&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Internas <span class="elsevierStyleItalic">&#40;inner&#44; within&#41;</span>&#58; var&#237;an en las observaciones de una misma unidad experimental&#46; Por ejemplo&#44; ser&#237;an el tiempo&#44; los tratamientos en un dise&#241;o <span class="elsevierStyleItalic">cross-over</span>&#44; etc&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Externas <span class="elsevierStyleItalic">&#40;outer&#44; between&#41;</span>&#58; se mantienen constantes para todas las observaciones de una misma unidad experimental&#46; Por ejemplo&#44; el sexo&#44; los tratamientos cuando se administran a grupos de unidades experimentales&#44; etc&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Dependiendo del n&#250;mero de medidas repetidas distinguiremos entre&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Dise&#241;os equilibrados&#58; con un n&#250;mero fijo de medidas por unidad experimental&#44; tomadas a los mismos instantes de tiempo para todas ellas y sin valores faltantes&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Dise&#241;os no equilibrados&#58; con un n&#250;mero variable de medidas en cada unidad experimental&#44; realizadas a distintos instantes de tiempo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab02.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Debido a la multitud de aplicaciones que tiene esta metodolog&#237;a y a que existen diferentes aproximaciones estad&#237;sticas para analizar los datos&#44; suele suceder que un mismo concepto aparezca en la bibliograf&#237;a con distintos nombres&#46; En particular&#44; una primera aproximaci&#243;n al tema puede llevarnos a cierta confusi&#243;n&#44; tanto en lo que se refiere a la estructura de los datos y al dise&#241;o de los estudios como al mismo procedimiento estad&#237;stico de an&#225;lisis de los mismos&#46; Con el objetivo de facilitar la comprensi&#243;n de los distintos conceptos&#44; en la tabla 2 se definen los utilizados m&#225;s frecuentemente&#46; A lo largo de esta revisi&#243;n&#44; trataremos los diferentes m&#233;todos para el an&#225;lisis de datos longitudinales&#46; El estudio de los dise&#241;os <span class="elsevierStyleItalic">cross-sectional</span> queda fuera de los objetivos de este trabajo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Aproximaci&#243;n univariante</p><p class="elsevierStylePara">Supongamos que queremos estudiar el efecto de un tratamiento sobre una determinada enfermedad&#44; y que para ello realizamos un ensayo cl&#237;nico controlado en el que compararemos un grupo de individuos que han recibido el tratamiento respecto a otro grupo control &#40;tabla 3&#41;&#46; Cada individuo se ha observado en 3 instantes de tiempo que supondremos iguales para todos los individuos&#46; Una primera aproximaci&#243;n al an&#225;lisis de estos datos consiste en realizar una representaci&#243;n gr&#225;fica&#46; &#201;sta puede hacerse individualmente &#40;fig&#46; 1a&#41; o bien con un gr&#225;fico para cada grupo &#40;fig&#46; 1b&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab03.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Utilizaci&#243;n del an&#225;lisis de la varianza &#40;ANOVA&#41;</span></p><p class="elsevierStylePara">En el ejemplo de la figura 1 encontramos una situaci&#243;n t&#237;pica de medidas repetidas en las que se pueden resaltar algunas caracter&#237;sticas&#58;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab04.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Figs&#46; 1a y b&#46; Representaci&#243;n de los datos de la tabla 3&#46; A&#58; Por individuos&#46; B&#58; por grupos&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab05.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Fig&#46; 1b&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">&#173; El comportamiento de ambos grupos a lo largo del tiempo no es igual&#46; A pesar de que en ambos grupos la funci&#243;n se puede expresar mediante un polinomio de segundo grado&#44; el hecho de que las curvas tengan una orientaci&#243;n opuesta indica que algunos coeficientes de los polinomios tendr&#225;n signo opuesto&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; El comportamiento de todos los individuos de un mismo grupo es similar&#44; aunque se pueden observar diferencias entre ellos respecto al comportamiento medio del grupo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; En algunos instantes de tiempo la variabilidad es mayor que en otros&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">Una primera aproximaci&#243;n al problema consiste en plantear un dise&#241;o de an&#225;lisis de la varianza que refleje de alguna forma la correlaci&#243;n que existe entre las observaciones de un mismo individuo&#46; Un modelo adecuado ser&#237;a&#58;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab06.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">donde <span class="elsevierStyleItalic"> &#42;</span><span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> corresponde al efecto del grupo &#40;con <span class="elsevierStyleItalic">i</span> &#61; 1&#44;2 correspondiendo a control y tratamiento&#44; respectivamente&#41;&#44; <span class="elsevierStyleItalic">&#188;</span><span class="elsevierStyleInf"><span class="elsevierStyleItalic">j</span>&#40;<span class="elsevierStyleItalic">i</span>&#41;</span> al efecto del individuo <span class="elsevierStyleItalic">j</span> &#40;<span class="elsevierStyleItalic">j</span> &#61; 1&#44;2&#44;3&#44;4&#41; del grupo <span class="elsevierStyleItalic">i</span> &#40;indicamos entre par&#233;ntesis que cada individuo est&#225; exclusivamente &#173;est&#225; anidado&#173; en un grupo <span class="elsevierStyleItalic">i</span>&#41;&#44; <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">k</span></span> el efecto del tiempo &#40;<span class="elsevierStyleItalic">k</span> &#61; 1&#44;2&#44;3&#41; y los t&#233;rminos <span class="elsevierStyleItalic">&#42;&#223;</span><span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">ik</span></span> y <span class="elsevierStyleItalic">&#223;&#188;</span><span class="elsevierStyleInf"><span class="elsevierStyleItalic">k</span>j&#40;<span class="elsevierStyleItalic">i</span>&#41;</span> a las interacciones entre factores&#46; Este tipo de dise&#241;o &#40;conocido tambi&#233;n como dise&#241;o <span class="elsevierStyleItalic">split-plot</span>&#41; ha sido muy utilizado en el an&#225;lisis de este tipo de datos a pesar de que son necesarios una serie de requisitos de dif&#237;cil cumplimiento&#44; sobre todo en el &#225;mbito de los estudios cl&#237;nicos&#46; Estos requisitos son&#58;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab07.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">1&#46;</span> Homogeneidad de las matrices de covarianzas en cada grupo&#46; Es decir la variabilidad de los datos en cada instante de tiempo tiene que ser la misma en todos los grupos y tambi&#233;n la dependencia entre observaciones de un mismo individuo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">2&#46; La matriz de covarianzas debe presentar la propiedad de simetr&#237;a compuesta <span class="elsevierStyleItalic">&#40;compound symmetry&#41;</span>&#44; es decir la correlaci&#243;n entre observaciones alejadas en el tiempo&#44; para un mismo individuo&#44; ha de ser la misma independientemente de la distancia entre las observaciones&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">3&#46;</span> El dise&#241;o debe ser equilibrado&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">4&#46;</span> El n&#250;mero de individuos en cada grupo ha de ser el mismo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab08.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab09.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara">La condici&#243;n 2 es muy estricta&#44; ya que requiere que exista la misma dependencia tanto entre dos observaciones seguidas en el tiempo como entre dos observaciones alejadas&#46; En el caso particular de nuestro ejemplo se cumplen las condiciones para la aplicaci&#243;n del m&#233;todo univariante&#44; por lo que procedemos a realizar el an&#225;lisis correspondiente&#46; La tabla 4 contiene los resultados del an&#225;lisis de la varianza &#40;tabla ANOVA&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">A partir de estos resultados podemos concluir que hay diferencias entre los grupos&#44; entre los tiempos y adem&#225;s la interacci&#243;n entre el tiempo y el grupo tambi&#233;n es significativa&#46; Esta interacci&#243;n se interpreta como un comportamiento distinto&#44; en cada grupo&#44; de la evoluci&#243;n de la variable medida a lo largo del tiempo&#46; Este comportamiento viene expresado en t&#233;rminos de una funci&#243;n matem&#225;tica&#46; En este caso se ha estudiado si podemos admitir una funci&#243;n lineal o una cuadr&#225;tica&#46; Tal como se ve en la tabla 4 es la componente cuadr&#225;tica la que es significativa &#40;como ya se intu&#237;a en la fig&#46; 1&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Utilizaci&#243;n incorrecta del an&#225;lisis</span></p><p class="elsevierStylePara">Frente a unos datos del tipo del ejemplo anterior&#44; se podr&#237;a pensar que un an&#225;lisis v&#225;lido y sencillo ser&#237;a realizar una comparaci&#243;n de los grupos en cada instante &#40;por ejemplo&#44; una t de Student en caso de 2 muestras&#41;&#46; Esta soluci&#243;n se observa frecuentemente en trabajos de investigaci&#243;n m&#233;dica con una estructura de datos similar a la de este ejemplo&#46; Sin embargo&#44; los resultados obtenidos mediante esta aproximaci&#243;n no se pueden considerar como v&#225;lidos debido a las siguientes razones&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; No se tiene en cuenta la correlaci&#243;n de los datos para un mismo individuo a lo largo del tiempo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; El error asociado total ser&#237;a mucho mayor que el que se obtiene cuando se realiza una sola prueba &#40;es decir&#44; estamos frente a un problema de comparaciones m&#250;ltiples&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; La forma de las curvas en cada grupo puede ser distinta &#40;como en nuestro ejemplo&#41; y eso no queda reflejado en el an&#225;lisis tiempo a tiempo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Normalmente el n&#250;mero de individuos utilizados en cada grupo es peque&#241;o&#46; Si se realiza un ANOVA&#44; este problema no es grave ya que para realizar los contrastes se utiliza la informaci&#243;n de todos los datos&#46; Sin embargo&#44; al realizar las comparaciones a cada instante de tiempo s&#243;lo se utilizan los datos de ese tiempo con lo que el an&#225;lisis acostumbra tener una potencia &#40;capacidad para encontrar diferencias entre grupos&#41; muy baja&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Aproximaci&#243;n multivariante</p><p class="elsevierStylePara">En la mayor&#237;a de las situaciones experimentales relacionados con este tipo de dise&#241;o de datos no se cumplen las condiciones de aplicaci&#243;n del an&#225;lisis anterior&#46; En estos casos ser&#225; necesario plantear nuevas aproximaciones que permitan resolver el problema de forma eficaz&#46; Una soluci&#243;n consiste en utilizar las ventajas que ofrece el an&#225;lisis multivariante de la varianza &#40;MANOVA&#41;&#46; Esta t&#233;cnica no precisa de ning&#250;n requisito para la forma de la matriz de covarianzas &#40;aunque s&#237; es necesario que las matrices sean iguales entre grupos&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El MANOVA considera que todas la medidas repetidas de un mismo sujeto no son m&#225;s que una observaci&#243;n multivariante y&#44; por lo tanto&#44; la comparaci&#243;n de grupos se realiza mediante la versi&#243;n multivariante del an&#225;lisis de la varianza&#46; Este an&#225;lisis ser&#225; apropiado cuando se pretenda detectar diferencias entre grupos a partir del conjunto de medidas repetidas&#44; pero no interesen tanto las medidas individuales a cada instante de tiempo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Desde un punto de vista de estructura de datos&#44; y de forma similar al modelo anterior&#44; los instantes de tiempo en los que se realizan las observaciones deben ser iguales para todos los individuos y se deben tener observaciones completas&#46; A modo de ejemplo&#44; la tabla 5 contiene un conjunto de datos acerca de la frecuencia card&#237;aca &#40;latidos por minuto&#41; medidos en 20 varones asignados al azar a cada uno de 4 tratamientos &#40;5 personas por tratamiento&#41; y medidos cada 5 minutos durante 7 intervalos de tiempo&#46; El conjunto de estas medidas no cumple las condiciones requeridas en el an&#225;lisis univariante comentadas anteriormente&#46; Por lo tanto aplicaremos el m&#233;todo multivariante&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">An&#225;lisis de perfiles</span></p><p class="elsevierStylePara">En el MANOVA&#44; la forma expl&#237;cita de realizar la comparaci&#243;n de grupos es mediante el llamado an&#225;lisis de perfiles&#46; Este an&#225;lisis estudia la forma de las curvas asociadas a cada sujeto permitiendo profundizar en las causas de las diferencias observadas en las observaciones y obtener resultados similares al estudio univariante&#46; As&#237; se podr&#225; estudiar&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; La comparaci&#243;n de grupos&#44; analizando la coincidencia de los perfiles de las curvas de los individuos de cada grupo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; El efecto del tiempo&#44; es decir&#44; la equivalencia de las respuestas a partir de la constancia de los perfiles&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; La interacci&#243;n entre el tiempo y el grupo&#44; a partir del estudio del paralelismo de los perfiles&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">La tabla 6 contiene los resultados de aplicar el an&#225;lisis MANOVA a los datos del ejemplo de la tabla 5&#46; Para cada uno de los factores analizados aparecen 4 valores de test con su nivel de significaci&#243;n&#44; y se observa que hay diferencias entre tratamientos&#44; entre tiempos y en la interacci&#243;n&#46; De estos resultados cabe destacar el an&#225;lisis de la interacci&#243;n&#46; Como la interacci&#243;n entre el tiempo y el tratamiento es significativa&#44; podemos concluir que los perfiles no son paralelos y&#44; por lo tanto&#44; el comportamiento de los individuos de los 4 grupos es distinto&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Modelos mixtos</p><p class="elsevierStylePara">Los 2 m&#233;todos anteriores no tienen en cuenta alguna de las caracter&#237;sticas t&#237;picas de los datos con medidas repetidas&#46; Estas caracter&#237;sticas se pon&#237;an de manifiesto en el ejemplo de la figura 1 y se presentan frecuentemente en medicina&#46; As&#237;&#44; por un lado se observa que existe una curva muy clara en la evoluci&#243;n de las observaciones de ambos grupos a lo largo del tiempo &#40;en el ejemplo comentado&#44; los resultados del gr&#225;fico sugieren un polinomio de segundo grado&#41;&#44; siendo del mismo tipo para ambos grupos&#44; pero seguramente con coeficientes distintos &#40;la orientaci&#243;n del polinomio es distinta en cada grupo&#41;&#46; Por otro lado&#44; dentro de cada grupo se observa una gran variabilidad en las curvas individuales&#44; lo que indica que un modelo que no tenga en cuenta este problema tendr&#225; una variabilidad experimental muy grande&#44; con lo cual no resultar&#225; eficaz para realizar el an&#225;lisis&#46; La aproximaci&#243;n a partir de los modelos mixtos es id&#243;nea para hacer frente a estos problemas ya que permite&#44; por un lado&#44; establecer la expresi&#243;n funcional que explica la evoluci&#243;n de la medida observada a lo largo del tiempo y&#44; por el otro&#44; que los par&#225;metros de esta funci&#243;n puedan variar de sujeto a sujeto&#46; As&#237;&#44; podemos tener modelos lineales&#44; que suponen que la relaci&#243;n se puede expresar mediante la ecuaci&#243;n de una recta o de un polinomio&#44; o bien modelos no lineales que incluyen cualquier otro tipo de funci&#243;n&#46; La decisi&#243;n sobre el tipo de modelo puede ser un inconveniente en la utilizaci&#243;n de estos modelos&#44; ya que no siempre es f&#225;cil decidir cu&#225;l es la funci&#243;n que mejor se ajusta a nuestros datos&#46;</p><p class="elsevierStylePara">A pesar de este inconveniente&#44; los modelos mixtos presentan muchas ventajas frente a los modelos anteriores por varias razones&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Se basan en plantear un modelo para un individuo t&#237;pico&#44; <span class="elsevierStyleItalic">i</span>&#44; al que se han realizado <span class="elsevierStyleItalic">p<span class="elsevierStyleInf">i</span></span> observaciones a instantes de tiempo <span class="elsevierStyleItalic"> t<span class="elsevierStyleInf">i1</span></span>&#44;<span class="elsevierStyleItalic">t<span class="elsevierStyleInf">i2</span></span>&#44;<span class="elsevierStyleItalic">&#46;&#46;&#46;</span>&#44;<span class="elsevierStyleItalic">t<span class="elsevierStyleInf">ipi</span></span>&#46; En este modelo no es necesario tener los mismos instantes de tiempo para cada individuo ni observaciones completas&#46; Tampoco es necesario que los grupos tengan el mismo n&#250;mero de unidades experimentales&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; El modelo individual&#44; con par&#225;metros propios&#44; consiste en una funci&#243;n &#40;lineal o no lineal&#44; aunque en nuestro caso&#44; para simplificar&#44; consideraremos que es lineal&#41; cuyos coeficientes se expresan como una suma de 2 componentes&#58; una componente poblacional&#44; fija para todos los individuos y que representa el valor medio del par&#225;metro dentro del grupo&#44; y una componente aleatoria&#44; distinta para cada individuo&#44; que expresa la parte del par&#225;metro que es propia de cada sujeto&#46; Con ello los modelos mixtos recogen aquellas situaciones en las que los perfiles de los individuos de un mismo grupo puedan diferir entre s&#237;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Las matrices de covarianzas no tienen por qu&#233; tener una estructura concreta y adem&#225;s permiten dar un modelo para explicar la diferente variabilidad de los datos a lo largo del tiempo y para identificar la correlaci&#243;n entre las observaciones a lo largo del tiempo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Modelo</span></p><p class="elsevierStylePara">En nuestro ejemplo&#44; a partir de los gr&#225;ficos de cada grupo &#40;fig&#46; 1&#41;&#44; se puede concluir que un modelo apropiado podr&#237;a ser un polinomio de segundo grado&#46; El modelo mixto ser&#237;a&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab10.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">en el que <span class="elsevierStyleItalic">y<span class="elsevierStyleInf">ij</span></span> es la respuesta del individuo <span class="elsevierStyleItalic">i</span> a tiempo <span class="elsevierStyleItalic"> t<span class="elsevierStyleInf">i</span></span><span class="elsevierStyleInf">j</span>&#59;  <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">0</span>&#44; <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">1</span> y <span class="elsevierStyleItalic"> &#223;</span><span class="elsevierStyleInf">2</span>  corresponden a los par&#225;metros poblacionales y <span class="elsevierStyleItalic"> b</span><span class="elsevierStyleInf">0<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span>&#44; <span class="elsevierStyleItalic">b</span><span class="elsevierStyleInf">1<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span> y <span class="elsevierStyleItalic"> b</span><span class="elsevierStyleInf">2<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span> a la componente aleatoria de los mismos&#46; El efecto del grupo se incorpora como un elemento m&#225;s del modelo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Desde un punto de vista te&#243;rico&#44; se supone que <span class="elsevierStyleItalic">b</span><span class="elsevierStyleInf">0<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span>&#44; <span class="elsevierStyleItalic"> b</span><span class="elsevierStyleInf">1<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span> y <span class="elsevierStyleItalic">b</span><span class="elsevierStyleInf">2<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span> son variables aleatorias de media 0 y matriz de covarianzas desconocida &#42;&#44; y que los errores siguen una ley normal con una matriz de covarianzas …<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span>&#44; con una estructura similar para todos los individuos diferenci&#225;ndose solamente en la dimensi&#243;n pues&#44; tal como hemos indicado&#44; cada individuo puede tener un n&#250;mero distinto de observaciones&#46; En esta &#250;ltima matriz se recogen las varianzas a cada instante de tiempo y las covarianzas &#40;correlaciones&#41; entre los tiempos&#46; Aparte de esta matriz&#44; el hecho de que todas las observaciones de un individuo compartan los mismos valores de <span class="elsevierStyleItalic">b</span><span class="elsevierStyleInf">0<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span>&#44; <span class="elsevierStyleItalic"> b</span><span class="elsevierStyleInf">1<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span> y <span class="elsevierStyleItalic">b</span><span class="elsevierStyleInf">2<span class="elsevierStyleItalic">i</span></span> es otra forma de expresar la correlaci&#243;n de los datos&#46;</p><p class="elsevierStylePara">De forma general se puede expresar el modelo mixto como&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab11.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">siendo y<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> el vector de p<span class="elsevierStyleInf">i</span> observaciones repetidas del individuo <span class="elsevierStyleItalic">i</span>&#44; X<span class="elsevierStyleInf">i</span> la matriz de dise&#241;o de los efectos fijos&#44; Z<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> la matriz de dise&#241;o de los efectos aleatorios&#44; b<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> el vector de efectos aleatorios <span class="elsevierStyleItalic">N</span>&#40;0&#44;&#42;&#41; y &#42;<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> los residuos&#44; <span class="elsevierStyleItalic"> N</span>&#40;0&#44;…<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span>&#41; siendo estos dos &#250;ltimos independientes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">An&#225;lisis estad&#237;stico</span></p><p class="elsevierStylePara">El an&#225;lisis estad&#237;stico de los modelos mixtos se basa en deducir y estimar el modelo que&#44; con un m&#237;nimo n&#250;mero de par&#225;metros&#44; se ajusta a los datos experimentales&#46; Para esto se sigue una serie de pasos sucesivos&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">1&#46;</span> Se estima el modelo propuesto considerando que&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Todos los par&#225;metros tienen una componente fija y aleatoria&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; La matriz …<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> tiene la estructura m&#225;s sencilla posible&#44; consistente en un valor de varianza igual a todos los tiempos &#40;&#42;<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#41; e incorrelaci&#243;n de los datos&#46; Es decir …<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> &#61; &#42;<span class="elsevierStyleSup">2</span>I&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Con este modelo los par&#225;metros a estimar son&#58; la componente fija de los par&#225;metros &#40;<span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">0</span>&#44; <span class="elsevierStyleItalic"> &#223;</span><span class="elsevierStyleInf">1</span> y <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">2</span> en nuestro ejemplo&#41;&#44; la estimaci&#243;n de los elementos de la matriz  &#42;&#40;con lo que ser&#225; posible conocer la estimaci&#243;n de las componentes aleatorias&#41; y la estimaci&#243;n de <span class="elsevierStyleItalic"> &#42;</span><span class="elsevierStyleSup">2</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">2&#46;</span> A partir de los resultados obtenidos se reajusta el modelo siguiendo los siguientes criterios&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Si la varianza de la componente aleatoria de alg&#250;n par&#225;metro est&#225; cercana a cero&#44; se elimina la componente aleatoria consiguiendo un modelo con menos t&#233;rminos y&#44; por lo tanto&#44; m&#225;s f&#225;cil de interpretar&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#173; Mediante el an&#225;lisis de un gr&#225;fico de residuos del modelo se cambia la matriz …<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> d&#225;ndole una estructura concreta&#46; Este paso puede presentar alguna dificultad y requiere una cierta experiencia&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">3&#46;</span> Cada vez que se considera un nuevo modelo&#44; a partir de la modificaci&#243;n de un modelo previo&#44; es necesario comprobar la validez de la modificaci&#243;n mediante una prueba estad&#237;stica que certifique la mejora del ajuste con el nuevo modelo&#46; En caso de que el test estad&#237;stico indique una mejora significativa&#44; se aceptar&#225; la modificaci&#243;n&#46; En este proceso iterativo de mejora del modelo&#44; un punto importante es el estudio de la influencia de las covariables que identifican a los grupos de individuos y que se introducen en el modelo como un factor m&#225;s&#46; En caso de que el factor sea significativo&#44; podremos confirmar la diferencia entre las curvas experimentales de los distintos grupos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Ejemplo de modelo mixto</span></p><p class="elsevierStylePara">A modo de ilustraci&#243;n&#44; consideraremos un ejemplo cl&#225;sico analizado por Little y Rubin<span class="elsevierStyleSup">11</span> y que corresponde al seguimiento del proceso de crecimiento en 11 ni&#241;as y 16 ni&#241;os&#46; A cada ni&#241;o se le midi&#243; la distancia desde el centro de la pituitaria a la fisura maxilar&#44; a las edades de 8&#44; 10&#44; 12 y 14 a&#241;os&#46; En este caso&#44; se considera que la relaci&#243;n entre la medida y el tiempo es lineal&#46; Los an&#225;lisis han sido realizados mediante el paquete estad&#237;stico S-Plus<span class="elsevierStyleSup">12</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La figura 2 muestra&#44; para cada sexo&#44; la adecuaci&#243;n de un modelo lineal para explicar la relaci&#243;n entre la distancia y la edad&#46; Tambi&#233;n se observa la presencia de alg&#250;n ni&#241;o con un comportamiento err&#225;tico y que podr&#237;a ser un candidato a ser excluido&#44; aunque nosotros lo dejaremos en el an&#225;lisis ya que la exclusi&#243;n de observaciones debe hacerse en colaboraci&#243;n con el experimentador&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab12.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Fig&#46; 2&#46; Representaci&#243;n por sexos de los datos del ejemplo de la tabla 5&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">A continuaci&#243;n se detallan los pasos seguidos para obtener el modelo definitivo con los resultados parciales que se han ido obteniendo y que justifican el proceso que se ha seguido&#46; A lo largo del an&#225;lisis se van a ir planteando distintos modelos que se estimar&#225;n y que nos permitir&#225;n determinar si se cumplen las hip&#243;tesis de igualdad de grupos&#46; El primer ajuste realizado ha sido a un modelo mixto completo&#44; es decir suponiendo que todos los par&#225;metros del modelo tienen parte fija y aleatoria&#44; con la matriz de varianzas y covarianzas de los efectos aleatorios sin una estructura particular que permita simplificar el modelo y con la matriz de varianzas y covarianzas de los errores igual a <span class="elsevierStyleItalic">&#42;</span><span class="elsevierStyleSup">2</span>I&#46; Este primer modelo &#40;que llamaremos modelo I&#41; es&#44; por lo tanto&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab13.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">donde <span class="elsevierStyleItalic">y<span class="elsevierStyleInf">ij</span></span> es la distancia del ni&#241;o <span class="elsevierStyleItalic">i</span> medida a la edad <span class="elsevierStyleItalic">j</span>&#44; <span class="elsevierStyleItalic"> x<span class="elsevierStyleInf">ij</span></span> la edad <span class="elsevierStyleItalic">j</span> del ni&#241;o <span class="elsevierStyleItalic">i</span>&#46; La estimaci&#243;n de los par&#225;metros que caracterizan este modelo son&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">1&#46;</span> Para los efectos aleatorios&#44; la estimaci&#243;n de las varianzas de los 2 par&#225;metros y de la correlaciones entre ambos es suficiente para conocer la matriz  &#42;&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab14.gif"></img></span></p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">2&#46;</span> El valor de <span class="elsevierStyleItalic">&#42;</span><span class="elsevierStyleSup">2</span> es 1&#44;716&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">3&#46;</span>Para los par&#225;metros fijos&#58; <span class="elsevierStyleItalic"> &#223;</span><span class="elsevierStyleInf">0</span> &#61; 16&#44;7611&#44; <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">1</span> &#61; 0&#44;662&#44; ambos significativos&#46; El hecho de que <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">1</span> sea significativo indica que hay diferencias a lo largo de la edad&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara">El gr&#225;fico de residuos &#40;fig&#46; 3&#41; muestra una mayor variabilidad en los ni&#241;os que en las ni&#241;as&#44; con lo que se sugiere una estructura para la matriz …<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span> que incluya esta heterocedasticidad&#46; El modelo propuesto consiste en una matriz en la que la varianza de los residuos toma dos valores&#58; uno para las observaciones de los ni&#241;os y otro para la de las ni&#241;as&#46; A continuaci&#243;n se realiza la estimaci&#243;n de los par&#225;metros anteriores&#58; &#173;<span class="elsevierStyleItalic">&#42;</span><span class="elsevierStyleSup">2</span> &#40;<span class="elsevierStyleItalic">ni&#241;os</span>&#41; &#61; 2&#44;707 y  <span class="elsevierStyleItalic">&#42;</span><span class="elsevierStyleSup">2</span> &#40;<span class="elsevierStyleItalic">ni&#241;as</span>&#41; &#61; 0&#44;4418&#44; y se ajusta un nuevo modelo &#40;modelo II&#41; corrigiendo el anterior a partir de las estimaciones de las varianzas obtenidas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab15.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Fig&#46; 3&#46; Gr&#225;fico de residuos de modelo I correspondiente al an&#225;lisis mediante la t&#233;cnica de modelos mixtos &#40;v&#233;ase texto&#41;&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">La comparaci&#243;n entre ambos modelos es significativa con un mejor ajuste para el segundo&#46; El gr&#225;fico de residuos &#40;que no se indica&#41; muestra que en el modelo corregido los residuos ya no presentan heterocedasticidad&#46; Como no se detecta la presencia de ninguna estructura de correlaciones para los residuos&#44; se decide no analizar con m&#225;s detalle la estructura de la matriz …<span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleInf">i</span></span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Debido a que en la figura 2 se observaba que las rectas de los ni&#241;os parec&#237;an distintas de las de las ni&#241;as&#44; se contin&#250;a el estudio incluyendo la covariable <span class="elsevierStyleItalic">Sex</span> en el modelo inicial&#46; La manera de incluirla consiste en definir el nuevo modelo &#40;modelo III&#41; con dos t&#233;rminos m&#225;s&#44; uno que recoge la influencia del sexo en las curvas y otro que recoge la interacci&#243;n entre la edad y el sexo&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab16.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">El an&#225;lisis de la significaci&#243;n de los dos t&#233;rminos a&#241;adidos es equivalente al estudio del efecto grupo y de la interacci&#243;n de las aproximaciones univariante y multivariante descritas previamente&#46; Este nuevo modelo ajusta significativamente mejor que el anterior &#40;el valor del estad&#237;stico de raz&#243;n de verosimilitud es 11&#44;75 con un valor de p de 0&#44;0028&#41;&#46; Como resultado del ajuste la estimaci&#243;n de los par&#225;metros fijos de este nuevo modelo es&#58;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"> &#223;</span><span class="elsevierStyleInf">0</span> &#61; 16&#44;857&#44; <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">1</span> &#61; 0&#44;516&#44; <span class="elsevierStyleItalic"> &#223;</span><span class="elsevierStyleInf">2</span> &#61; 0&#44;632 y <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">3</span> &#61; &#173;0&#44;152&#44; siendo <span class="elsevierStyleItalic">&#223;</span><span class="elsevierStyleInf">2</span> no significativo&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Este hecho sugiere suprimir este t&#233;rmino del modelo y ajustar un cuarto modelo &#40;modelo IV&#41;&#46; El nuevo modelo presenta un ajuste equivalente al tercero &#40;el test de raz&#243;n de verosimilitud es 0&#44;5337 con un valor de p de 0&#44;5021&#41;&#46; Como que es m&#225;s sencillo que el modelo III&#44; ya que tiene un par&#225;metro menos&#44; se decide escoger este &#250;ltimo como v&#225;lido&#46; Al haber excluido el t&#233;rmino <span class="elsevierStyleItalic"> &#223;</span><span class="elsevierStyleInf">2</span><span class="elsevierStyleItalic">Sex</span>&#44; se deduce que las rectas de los ni&#241;os y las ni&#241;as tienen aproximadamente la misma ordenada en origen&#59; es decir&#44; no hay diferencias al inicio del ensayo entre ambos grupos&#44; aunque la existencia de un t&#233;rmino de interacci&#243;n <span class="elsevierStyleItalic"> Sex</span>&#42;<span class="elsevierStyleItalic">x<span class="elsevierStyleInf">ij</span></span> indica que la evoluci&#243;n de ambos grupos a lo largo de las distintas edades ha sido distinta&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El siguiente paso consiste en analizar si la parte del modelo propuesta para los efectos aleatorios puede ser simplificada&#46; Recordemos que esto implica analizar con detalle la estructura de la matriz  &#42;&#46; Debido a que en los resultados del primer modelo se observaba una correlaci&#243;n baja &#40;&#173;0&#44;609&#41; vamos a considerar el caso en que sea nula&#46; Para ello se ajusta un quinto modelo &#40;modelo V&#41; bajo esta suposici&#243;n&#46; La comparaci&#243;n con el anterior mediante el test de raz&#243;n de verosimilitud da un estad&#237;stico de 0&#44;4505 con un valor de p de 0&#44;5021&#46; Estos resultados muestran que no hay diferencias significativas entre ambos modelos&#44; siendo el &#250;ltimo m&#225;s simple y&#44; por lo tanto&#44; el modelo definitivo escogido&#46; Por lo tanto&#44; el modelo que se ajusta mejor a las observaciones de los ni&#241;os y las ni&#241;as es&#58;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab17.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">con</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122nSupl.1-13057546tab18.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">La utilizaci&#243;n de los modelos mixtos aporta un buen conocimiento del tipo de estructura estad&#237;stica subyacente a los datos aunque&#44; tal como se observa en este ejemplo&#44; su aplicaci&#243;n requiere conocer adecuadamente el m&#233;todo estad&#237;stico y tener una cierta experiencia en su aplicaci&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Conclusiones</p><p class="elsevierStylePara">A lo largo de este trabajo&#44; y mediante la discusi&#243;n de los ejemplos&#44; se ha intentado dar una visi&#243;n comparativa de la forma de abordar el an&#225;lisis de medidas repetidas en funci&#243;n del tipo de datos disponibles&#46; Tal como se ha indicado&#44; la aproximaci&#243;n univariante tiene como principal caracter&#237;stica su facilidad de aplicaci&#243;n al poderse utilizar un software est&#225;ndar para el an&#225;lisis y&#44; sobre todo&#44; la facilidad de interpretaci&#243;n por la simplicidad de la t&#233;cnica empleada&#46; El principal inconveniente reside en la restricci&#243;n que supone en la matriz de covarianzas&#44; lo que delimita seriamente su campo de aplicaci&#243;n a casos muy concretos&#46; Como primera alternativa&#44; el m&#233;todo multivariante no tiene tantas restricciones en cuanto a la matriz de covarianzas&#44; pero requiere que los datos sean equilibrados y completos&#44; aspecto dif&#237;cil de conseguir en los estudios m&#233;dicos donde el seguimiento de los pacientes se realiza mediante visitas que no siempre se realizan en la fechas programadas&#46; En este caso tambi&#233;n se dispone de software est&#225;ndar para realizar los an&#225;lisis aunque la interpretaci&#243;n de los resultados ya no sea tan intuitiva como en el caso anterior&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Los modelos mixtos aportan una potencia de an&#225;lisis que no permit&#237;an los m&#233;todos anteriormente indicados&#46; Esta mejora en la capacidad de obtener el m&#225;ximo de informaci&#243;n de los datos va&#44; no obstante&#44; unida a una complejidad del m&#233;todo que determina que un usuario con conocimientos b&#225;sicos de estad&#237;stica no pueda realizar el an&#225;lisis de forma eficiente&#46; En este caso es necesario acudir a un especialista para que&#44; utilizando un software espec&#237;fico&#44; pueda obtener el mejor modelo y nos ayude a explicar el comportamiento de los datos obtenidos&#46; </p>"
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Información del artículo
ISSN: 00257753
Idioma original: Español
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