Cuando se dispone de muy pocos datos no es posible utilizar el omnipresente test ji-cuadrado para contrastar la normalidad de la muestra. Por ello quedan descartados la función chisq.test y el histograma como gráfico más apropiado.
Algunos test no paramétricos sobre la distribución de la población se basan en la función de distribución empírica EDF de la muestra. La idea es comparar sus valores (en azul en el gráfico anterior) con la función de distribución teórica (en rojo). En el caso de la distribución normal como distribución teórica disponemos de todo un paquete llamado nortest con varios test.
El más famoso es el test de Lilliefors que es una variante del test de Kolmogorov-Smirnov. Aunque el estadístico que se obtiene con lillie.test(x) es el mismo que el que se obtiene con ks.test(x, "pnorm", mean(x), sd(x)), no es correcto utilizar el p-valor de éste último con la hipótesis de normalidad (media y varianza desconocidas), ya que la distribución del estadístico es diferente cuando estimamos los parámetros. Dicho estadístico es el valor absoluto de la máxima diferencia entre los valores de la distribución empírica y la teórica. Sin embargo, el test de Lilliefors ha quedado superado por el test de Anderson-Darling o el de Cramer-von Mises. El test de Anderson-Darling ad.test es el test EDF recomendado por Stephens (1986). Comparado con el test de Cramer-von Mises cvm.test (como segunda elección) da mayor peso a las colas de la distribución.
Por otra parte, el test de Shapiro-Wilk se puede calcular con la función shapiro.test. Este test se basa en el estadístico W proporcional al cuadrado de una combinación lineal de los estadísticos de orden.
El estadístico del test de Shapiro-Francia sf.test es simplemente la correlación al cuadrado entre los valores muestrales ordenados y los cuantiles (aproximados) esperados para la distribución normal estandar. El p-valor se calcula con la fórmula dada por Royston (1993).
A pesar de lo dicho al principio, el paquete nortest dispone de la función pearson.test para resolver el test ji-cuadrado. En todo caso no se recomienda por su inferior potencia comparado con los test anteriores.
Finalmente, como se puede observar en el gráfico inicial de este artículo, resulta muy difícil para el ojo humano apreciar si la distribución empírica se ajusta a la teórica, al menos con ese tipo de gráfico.
y <- c(-0.1, -1.8, -0.1, -0.8, -1.0, 0.5, 1.4, -0.8, -0.2, -0.3, -0.4, 0.5)
Fn12 <- ecdf(y)
plot(Fn12, col.p="blue", col.h="blue", lwd=2, main="Empirical Cumulative Distribution Function")
abline(v=knots(Fn12),lty=2,col='gray70')
curve(pnorm(x), col="red", add=T)
Por ello es mejor utilizar el gráfico qqnorm(y) que dibuja los valores muestrales en el eje Y y los cuantiles teóricos en el eje X. Observemos que en este caso los cuantiles teóricos son
sort(qqnorm(y)$x)==qnorm((1:12-0.5)/12)
Referencias
Stephens, M.A. (1986): Tests based on EDF statistics. In: D'Agostino, R.B. and Stephens, M.A., eds.: Goodness-of-Fit Techniques. Marcel Dekker, New York.
Royston, P. (1993): A pocket-calculator algorithm for the Shapiro-Francia test for non-normality: an application to medicine. Statistics in Medicine, 12, 181–184.
Thode Jr., H.C. (2002): Testing for Normality. Marcel Dekker, New York.
Extraído de EL BLOG DE LOS ERREROS.
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