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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Evaluación de criterios de selección de modelos probabilísticos: validación con series de valores máximos simulados]]></article-title>
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<institution><![CDATA[,Universidad Juárez Autónoma de Tabasco División Académica de Ingeniería y Arquitectura ]]></institution>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[In this paper, a Monte Carlo study is performed to determine the validity of using the root mean square error as a selection criterion for the frequency analysis. This statistic is compared to those from the Kolmogorov- Smirnov, the Cramer-Von Mises and the Anderson-Darling tests. The distributions chosen to compare these statistics are gamma, Weibull, Gumbel, log-normal and log-logistic. The results obtained by this study indicate that at least 50 random observations are needed to obtain good results using either the Anderson-Darling or root mean square error statistics. The Kolmogorov-Smirnov and Cramer-Von Mises tests are not recommended since they require sample sizes larger than those usually found in hydrology.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="4">Notas t&eacute;cnicas</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="4"><b>Evaluaci&oacute;n de criterios de selecci&oacute;n de modelos probabil&iacute;sticos: validaci&oacute;n con series de valores m&aacute;ximos simulados</b></font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="3"><b>Evaluation of Probabilistic Model Selection Criteria: Validation with Series of Simulated Maxima</b></font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><b>Roberto S. Flowers&#45;Cano,* Robert Jeffrey Flowers, Fabi&aacute;n Rivera&#45;Trejo</b>    <br> 	<i>Universidad Ju&aacute;rez Aut&oacute;noma de Tabasco, M&eacute;xico</i>    <br> 	*Autor de correspondencia</font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Direcci&oacute;n institucional de los autores</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i>M.I.H. Roberto S. Flowers&#45;Cano    <br> 	M.C. Robert Jeffrey Flowers    <br> 	Dr. Fabi&aacute;n Rivera&#45;Trejo</i></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Universidad Ju&aacute;rez Aut&oacute;noma de Tabasco    <br> 	Divisi&oacute;n Acad&eacute;mica de Ingenier&iacute;a y Arquitectura    <br> 	Carretera Cunduac&aacute;n&#45;Jalpa de M&eacute;ndez    <br> 	Km 1, Col. La Esmeralda    <br> 	86690 Cunduac&aacute;n, Tabasco, M&eacute;xico    ]]></body>
<body><![CDATA[<br> 	Tel&eacute;fono: +52 (993) 358 1500, extensiones 6758 y 6707 <a href="mailto:flowerscano@hotmail.com">    <br> 	flowerscano@hotmail.com</a> <a href="mailto:robert.flowers@basicas.ujat.mx">    <br> 	robert.flowers@basicas.ujat.mx</a>    <br> 	<a href="mailto:jose.rivera@daia.ujat.mx">jose.rivera@daia.ujat.mx</a></font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Recibido: 14/10/12    <br> 	Aceptado: 12/02/14</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Resumen</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se realiz&oacute; un estudio de Monte Carlo para determinar la validez del empleo de la prueba del error est&aacute;ndar de ajuste como criterio de selecci&oacute;n en el an&aacute;lisis de frecuencias. Dicho estad&iacute;stico se compar&oacute; con los estad&iacute;sticos de prueba de Kolmogorov&#45;Smirnov, Cramer&#45;Von Mises y Anderson&#45;Darling. Las distribuciones elegidas para el prop&oacute;sito de comparar estos estad&iacute;sticos fueron la gamma, Weibull, Gumbel, log&#45;normal y log&#45;log&iacute;stica. Los resultados obtenidos recomiendan el uso de muestras con tama&ntilde;o de por lo menos <i>n</i>=50 para tener un buen desempe&ntilde;o de las pruebas de Anderson&#45;Darling y error est&aacute;ndar de ajuste. El empleo de las pruebas de Kolmogorov&#45;Smirnov y Cramer&#45;Von Mises no es del todo recomendable en hidrolog&iacute;a, ya que para obtener un desempe&ntilde;o aceptable se necesitan muestras m&aacute;s grandes de las que normalmente se tienen en esta disciplina.</font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Palabras clave</b>: error est&aacute;ndar de ajuste, Kolmogorov&#45;Smirnov, Cramer&#45;Von Mises, Anderson&#45;Darling.</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Abstract</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">In this paper, a Monte Carlo study is performed to determine the validity of using the root mean square error as a selection criterion for the frequency analysis. This statistic is compared to those from the Kolmogorov&#45; Smirnov, the Cramer&#45;Von Mises and the Anderson&#45;Darling tests. The distributions chosen to compare these statistics are gamma, Weibull, Gumbel, log&#45;normal and log&#45;logistic. The results obtained by this study indicate that at least 50 random observations are needed to obtain good results using either the Anderson&#45;Darling or root mean square error statistics. The Kolmogorov&#45;Smirnov and Cramer&#45;Von Mises tests are not recommended since they require sample sizes larger than those usually found in hydrology.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Keywords</b>: Root mean square error, Kolmogorov&#45; Smirnov, Cramer&#45;Von Mises, Anderson&#45;Darling.</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Introducci&oacute;n</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El dise&ntilde;o de obras de control y aprovechamiento requiere el an&aacute;lisis de frecuencias de eventos hidrol&oacute;gicos extremos para estimar la probabilidad de ocurrencia de dichos eventos. A menudo, el periodo de retorno del evento de dise&ntilde;o de una obra hidr&aacute;ulica excede el periodo de las observaciones y deben hacerse extrapolaciones a partir de los valores registrados. Una forma de extrapolar los datos hist&oacute;ricos consiste en emplear el m&eacute;todo gr&aacute;fico, que requiere de un analista experimentado y presenta la desventaja de la subjetividad. Una t&eacute;cnica m&aacute;s objetiva es encontrar la distribuci&oacute;n de probabilidad te&oacute;rica que se ajuste mejor a los datos medidos y usar esta funci&oacute;n para la extrapolaci&oacute;n. Algunas de las distribuciones de probabilidad usadas en hidrolog&iacute;a son normal, log&#45;normal, gamma, Gumbel, Weibull, Pearson tipo III y log&#45;Pearson tipo III (Aksoy, 2000; Aparicio&#45;Mijares, 2005). Un problema importante en el an&aacute;lisis de frecuencias es la selecci&oacute;n de una distribuci&oacute;n de probabilidad apropiada para los datos observados. Este problema no es exclusivo de la hidrolog&iacute;a, tambi&eacute;n se observa en otras &aacute;reas, como la confiabilidad y ciencias actuariales. Quesenberry y Kent (1982) desarrollaron un criterio de selecci&oacute;n de distribuciones basado en estad&iacute;sticos invariantes bajo transformaciones de escala. Demostraron la efectividad de su criterio a partir de un estudio de Monte Carlo para distinguir entre las distribuciones exponencial, gamma, Weibull y log&#45;normal. Generalmente, la selecci&oacute;n de modelos se basa en pruebas de bondad de ajuste, que incluyen m&eacute;todos gr&aacute;ficos y estad&iacute;sticos, siendo preferibles los m&eacute;todos estad&iacute;sticos por su objetividad (Shin, Jung, Jeong, &amp; Heo, 2011). Entre los m&eacute;todos estad&iacute;sticos con mayor aplicaci&oacute;n en la hidrolog&iacute;a se encuentran las pruebas de chi&#45;cuadrado (<i>c<sup>2</sup></i>) y del error est&aacute;ndar de ajuste (EEA) (Ganancias&#45;Mart&iacute;nez, 2009). Otros m&eacute;todos usados a menudo son los de funci&oacute;n de distribuci&oacute;n emp&iacute;rica (FDE), que incluyen las pruebas de Kolmogorov&#45;Smirnov (KS), Cramer&#45;Von Mises (CVM) y Anderson&#45;Darling (AD) (p. ej., Laio, 2004; Suhaila &amp; Jemain, 2007; Dan'azumi, Shamsudin, &amp; Aris, 2010; Shin <i>et al.,</i> 2011; Atroosh &amp; Moustafa, 2012). Sin embargo, las pruebas estad&iacute;sticas de bondad de ajuste tienen poco poder para rechazar distribuciones equivocadas (Mitosek, Strupczewski, &amp; Singh, 2002), por lo que en muchos casos, m&aacute;s de una distribuci&oacute;n puede ser aceptada por una prueba espec&iacute;fica (Laio, Baldasarre, &amp; Montanari, 2009). En este caso, el concepto de criterio de selecci&oacute;n de modelos representa una alternativa a las pruebas de bondad de ajuste. Pueden definirse diversos criterios de selecci&oacute;n en funci&oacute;n de los estad&iacute;sticos de bondad de ajuste antes mencionados. Otros criterios de selecci&oacute;n se basan en la funci&oacute;n de verosimilitud, como el criterio de informaci&oacute;n de Akaike (CIA) y el criterio de informaci&oacute;n Bayesiano (CIB) (Laio <i>et al.,</i> 2009). Balasooriya, Low y Wong (2005) evaluaron la efectividad de los criterios de Akaike, y de Quesenberry y Kent. Encontraron que si bien ambos criterios tuvieron un buen desempe&ntilde;o, el segundo fue ligeramente mejor; sin embargo, la dificultad computacional de este criterio hace preferible el empleo del CIA. Los criterios de selecci&oacute;n de modelos probabil&iacute;sticos han recibido poca atenci&oacute;n en la literatura hidrol&oacute;gica. Mitosek <i>et al.</i> (2002) consideraron las distribuciones Weibull, gamma, Gumbel y log&#45;normal como modelos alternativos para la distribuci&oacute;n de caudales pico anuales, y evaluaron estas distribuciones usando tres &iacute;ndices: la desviaci&oacute;n absoluta media, la media cuadr&aacute;tica y la funci&oacute;n de verosimilitud normalizada. Tras realizar un estudio de Monte Carlo, concluyeron que la funci&oacute;n de verosimilitud normalizada representaba el mejor criterio de selecci&oacute;n. El Adlouni, Bob&eacute;e y Ouarda (2008) utilizaron t&eacute;cnicas gr&aacute;ficas para seleccionar la clase de distribuciones que proporciona el mejor ajuste a un conjunto de datos. Utilizaron el criterio de clasificaci&oacute;n de Werner y Upper (2002), quienes dividieron las distribuciones en: a) estables; b) con cola tipo Parteo; c) regularmente variantes; d) sub&#45;exponenciales; e) con momentos exponenciales inexistentes. Estos autores propusieron el empleo de m&eacute;todos gr&aacute;ficos para determinar la clase de la distribuci&oacute;n y despu&eacute;s utilizar criterios como el CIA, CIB o AD para seleccionar la distribuci&oacute;n de mejor ajuste. Por su parte, Laio <i>et al.</i> (2009) hicieron un an&aacute;lisis del desempe&ntilde;o de tres criterios de selecci&oacute;n de modelos: CIA, CIB y AD, aplicados para identificar el mejor modelo probabil&iacute;stico de un ajuste de datos hidrol&oacute;gicos extremos. El desempe&ntilde;o de estos criterios se compar&oacute; usando datos sint&eacute;ticos. No hubo un claro ganador entre los tres, pero se observ&oacute; que eran m&aacute;s efectivos cuando la distribuci&oacute;n utilizada en la generaci&oacute;n de los datos sint&eacute;ticos era de dos par&aacute;metros y no de tres. Di Baldasarre, Laio y Montanari (2009) extendieron el an&aacute;lisis de Laio <i>et al.</i> (2009) y demostraron que el empleo de un criterio de selecci&oacute;n de modelos mejora la estimaci&oacute;n de la crecida de dise&ntilde;o de una obra hidr&aacute;ulica respecto al manejo de un modelo probabil&iacute;stico fijo. En este trabajo se utiliz&oacute; un procedimiento similar al de Laio <i>et al.</i> (2009). Se emplearon datos sint&eacute;ticos de una distribuci&oacute;n conocida para comparar el desempe&ntilde;o de diferentes criterios de selecci&oacute;n (AD, KS, CVM y del EEA); sin embargo, para mayor efectividad se emplearon solamente distribuciones de dos par&aacute;metros (Laio <i>et al.,</i> 2009; Haddad &amp; Rahman, 2011; Markiewicz, Strupczewski, &amp; Kochanek, 2010). La finalidad fue comparar el desempe&ntilde;o del EEA, recomendado por Aparicio&#45;Mijares (2005), contra los otros criterios com&uacute;nmente utilizados en la estad&iacute;stica aplicada. Los resultados obtenidos muestran que el EEA tuvo un desempe&ntilde;o comparable al de la prueba de AD, y superior al de las pruebas de KS y CVM; adem&aacute;s, se encontr&oacute; que el empleo de estas dos &uacute;ltimas pruebas no es del todo recomendable en hidrolog&iacute;a, pues para obtener desempe&ntilde;os aceptables se requieren muestras m&aacute;s grandes de las que normalmente     se encuentran en esta disciplina.</font></p>     	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Materiales y m&eacute;todos</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b><i>Comparaci&oacute;n de criterios de selecci&oacute;n</i></b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se realiz&oacute; un an&aacute;lisis num&eacute;rico para comparar los desempe&ntilde;os de diferentes criterios de selecci&oacute;n de modelos probabil&iacute;sticos. Los criterios considerados fueron las pruebas de error est&aacute;ndar de ajuste (EEA), Cramer&#45;Von Mises (CVM), Kolmogorov&#45;Smirnov (KS) y Anderson&#45;Darling (AD). El an&aacute;lisis se llev&oacute; a cabo por medio de una serie de experimentos de Monte Carlo, que constaron de los siguientes pasos: a) se eligieron las siguientes distribuciones de probabilidad madre: Gumbel, Weibull, gamma, log&#45;normal y log&#45;log&iacute;stica, las funciones de densidad de probabilidad (fdp) de las primeras cuatro distribuciones se pueden consultar en el texto de Haan (1994), la de la distribuci&oacute;n log&#45;log&iacute;stica, en Dey y Kundu (2009); b) se generaron 80 000 muestras aleatorias de tama&ntilde;o <i>n</i> de las distribuciones madre, los tama&ntilde;os de muestra considerados fueron <i>n</i> = 30, 50, 80 y 100; c) las distribuciones de inter&eacute;s se ajustaron a los datos generados, los par&aacute;metros se estimaron por el m&eacute;todo de m&aacute;xima verosimilitud; d) para cada una de las distribuciones se calcularon los estad&iacute;sticos de AD, CVM, KS y EEA; e) para cada uno de los criterios se seleccion&oacute; la distribuci&oacute;n para la cual se obtuvo el valor m&aacute;s peque&ntilde;o, si la distribuci&oacute;n seleccionada era igual a la distribuci&oacute;n madre, se consider&oacute; que el criterio tuvo &eacute;xito.</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b><i>Par&aacute;metros de las distribuciones</i></b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los par&aacute;metros de las distribuciones madre se muestran en el <a href="#c1">cuadro 1</a>, dichos par&aacute;metros se basan en los estimados por De Dios&#45;Lara (1998).</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><a name="c1"></a></font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/tca/v5n5/a12c1.jpg"></font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b><i>M&eacute;todos de selecci&oacute;n de modelos</i></b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los criterios de selecci&oacute;n de modelos empleados en este trabajo se basan en el c&aacute;lculo de los estad&iacute;sticos de EEA, KS, CVM y AD. La forma matem&aacute;tica del estad&iacute;stico de EEA se puede consultar en Raynal&#45;Villase&ntilde;or (2013). Para los otros estad&iacute;sticos, se puede consultar Suhaila y Jemain (2007).</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b><i>Estudio de sensibilidad</i></b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se realiz&oacute; un estudio de sensibilidad para determinar el efecto que tiene el empleo de un criterio de selecci&oacute;n en la estimaci&oacute;n del cuantil <i>x<sub>T</sub>,</i> esto es, el valor asociado con un periodo de retorno T. Para dicho estudio se hicieron pruebas de Monte Carlo, estructuradas de la siguiente forma: a) se eligi&oacute; como distribuci&oacute;n madre una de las cinco distribuciones mencionadas anteriormente; b)&nbsp;se calcul&oacute; el valor <i>x<sub>T</sub></i> de la distribuci&oacute;n madre, correspondiente al periodo de retorno <i>T</i>. Los valores de <i>T</i> considerados fueron de 10 y 100 a&ntilde;os, el primero representa una interpolaci&oacute;n y el segundo una extrapolaci&oacute;n; c)&nbsp;se generaron 400 000 muestras de tama&ntilde;o <i>n</i> de las distribuciones madre, los tama&ntilde;os de muestra considerados fueron <i>n</i> = 30 y <i>n</i> = 50, y se utilizaron los par&aacute;metros mostrados en el <a href="#c1">cuadro 1</a>; d) las cinco distribuciones de inter&eacute;s se ajustaron a los datos de cada muestra, usando el m&eacute;todo de m&aacute;xima verosimilitud; e) se calcularon los valores de los criterios de AD, CVM, KS y EEA para cada una de las cinco distribuciones; f) para cada uno de los criterios se seleccion&oacute; la distribuci&oacute;n para la cual se obtuvo el valor m&aacute;s peque&ntilde;o; g) la distribuci&oacute;n seleccionada por cada criterio se utiliz&oacute; para calcular el estimador <i><sub><img src="/img/revistas/tca/v5n5/a12x.jpg"></sub></i> de <i>x<sub>T</sub></i>; h) para el conjunto de valores de <i>ADx<sub>T</sub></i> se calcul&oacute; la ra&iacute;z del error cuadr&aacute;tico medio relativo (&Ocirc;RECM) y el sesgo relativo (&#948;S), empleando las siguientes expresiones (Markiewicz <i>et al.,</i> 2010):</font></p>  	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/tca/v5n5/a12e1.jpg"></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">donde <i>x<sub>T</sub></i> es el valor "verdadero" del cuantil, obtenido de la distribuci&oacute;n madre; <i><sub><img src="/img/revistas/tca/v5n5/a12x.jpg" ></sub></i> es un estimador de <i>x<sub>T</sub></i>; y <i>E</i> indica el valor esperado.</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Resultados</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b><i>Comparaci&oacute;n de los criterios de selecci&oacute;n</i></b></font></p>  	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los resultados se muestran en el <a href="/img/revistas/tca/v5n5/a12c2.jpg" target="_blank">cuadro 2</a>. Se observan los porcentajes de selecci&oacute;n correcta (PSC) para cada uno de los escenarios de simulaci&oacute;n que se manejaron. El PSC es el n&uacute;mero de veces que el criterio de selecci&oacute;n identific&oacute; correctamente la distribuci&oacute;n madre, dividido entre el n&uacute;mero total de selecciones. Se analizaron las cinco distribuciones, por lo que el PSC asignado por azar ser&iacute;a del 20%. Por lo tanto, un criterio de selecci&oacute;n bueno estar&iacute;a por arriba del 20%. Se observa en el <a href="/img/revistas/tca/v5n5/a12c2.jpg" target="_blank">cuadro 2</a> que para una distribuci&oacute;n madre y un juego de par&aacute;metros espec&iacute;ficos, el PSC aumenta con n. Tambi&eacute;n se distingue cierta preponderancia del criterio de AD cuando la distribuci&oacute;n madre es log&#45;normal, gamma o Weibull; del EEA cuando la distribuci&oacute;n madre es Gumbel, y de CVM cuando la distribuci&oacute;n madre es log&#45;log&iacute;stica. Esto resulta m&aacute;s visible en la <a href="/img/revistas/tca/v5n5/a12f1.jpg" target="_blank">figura 1</a>. En general, AD parece ser el criterio ganador, seguido por el EEA, mientras que KS parece tener el menor poder de selecci&oacute;n. Algo m&aacute;s que se puede apreciar en esta figura es que el PSC no s&oacute;lo var&iacute;a en funci&oacute;n del criterio de selecci&oacute;n y de n, sino tambi&eacute;n de la distribuci&oacute;n madre. Todos los criterios considerados presentan un mejor desempe&ntilde;o cuando la distribuci&oacute;n madre es Weibull o log&#45;log&iacute;stica que cuando es gamma, Gumbel, o log&#45;normal. Esto se puede notar mejor en la <a href="/img/revistas/tca/v5n5/a12f2.jpg" target="_blank">figura 2</a>.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Esto se debe a la dificultad de los mismos para discriminar entre distribuciones parecidas. Las PSC observadas dependen de las distribuciones que se someten a comparaci&oacute;n. Si la distribuci&oacute;n Weibull se hubiera sustituido por la log&#45;gamma, los PSC observados para las otras distribuciones hubieran sido menores. Algo que se observa en el <a href="/img/revistas/tca/v5n5/a12c2.jpg" target="_blank">cuadro 2</a> y en las gr&aacute;ficas es que si el tama&ntilde;o de la muestra es peque&ntilde;a, los criterios de selecci&oacute;n son similares. Si dos modelos hacen predicciones muy parecidas, no importa cu&aacute;l de los dos se escoja; en cambio, es preciso poder distinguir entre distribuciones que difieren considerablemente, pues las predicciones realizadas con las mismas podr&iacute;an ser muy diferentes entre s&iacute;.</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b><i>Estudio de sensibilidad</i></b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los resultados del estudio de sensibilidad se resumen en el <a href="/img/revistas/tca/v5n5/a12c3.jpg" target="_blank">cuadro 3</a>.</font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se muestran los valores de &ocirc;RECM y &#948;S para los estimadores obtenidos, usando los modelos seleccionados por los diferentes criterios. Para cada distribuci&oacute;n madre, los valores se han promediado para todos los juegos de par&aacute;metros utilizados y se han clasificado de acuerdo con el tama&ntilde;o de la muestra y el periodo de retorno usados en la simulaci&oacute;n. Se observa que:</font></p>  	    <blockquote> 		    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">a) La magnitud de la &#948;RECM aumenta con el periodo de retorno y disminuye con el incremento del tama&ntilde;o de la muestra. Esto era de esperarse, ya que la varianza de los estimadores de <i>x<sub>T</sub></i> aumenta cuando sube <i>T</i>, y disminuye cuando aumenta <i>n</i> (Silva <i>et al.,</i> 2011).</font></p>  		    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">b)&nbsp;Cuando la distribuci&oacute;n madre es log&#45;log&iacute;stica y para <i>T</i> = 10, las magnitudes de la &#948;RECM y del &#948;S asociadas con el criterio de EEA son significativamente mayores que para otros criterios.</font></p>  		    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">c)&nbsp;Los valores de &#948;RECM m&aacute;s peque&ntilde;os significan que los estimadores <i><sub><img src="/img/revistas/tca/v5n5/a12x.jpg" ></sub></i> se encuentran m&aacute;s cerca del verdadero valor de <i>x<sub>T</sub>.</i></font></p>  		    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">d)&nbsp;Por lo general, para <i>T</i> = 10 no se observan grandes diferencias entre los criterios.</font></p>  		    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">e)&nbsp;Para <i>T</i> = 100, el criterio de AD tiende a producir las estimaciones m&aacute;s precisas; &eacute;stas tienden a ser m&aacute;s peque&ntilde;as que las de los dem&aacute;s criterios considerados.</font></p>  		    <p>&nbsp;</p> 	</blockquote>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Conclusiones</b></font></p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las simulaciones muestran que los criterios de selecci&oacute;n ayudan a escoger la mejor distribuci&oacute;n para un an&aacute;lisis de frecuencias. Se encontr&oacute; que de los criterios empleados, el mejor fue AD, seguido por el EEA. Tambi&eacute;n se observ&oacute; que es dif&iacute;cil discriminar entre dos distribuciones parecidas. Tambi&eacute;n se encontr&oacute; que el porcentaje de selecci&oacute;n correcta (PSC) de los criterios de selecci&oacute;n depende del tama&ntilde;o de la muestra <i>n</i> y de la distribuci&oacute;n que siguen los datos generados. En general, el criterio de AD resulta con mejores estimaciones para <i>T</i> = 100, aun cuando no escoge la distribuci&oacute;n correcta. Tambi&eacute;n se observ&oacute; que tiende a producir estimaciones m&aacute;s peque&ntilde;as que los dem&aacute;s criterios considerados, y que en la mayor&iacute;a de los casos subestima el valor <i>x<sub>T</sub>.</i> Para <i>T</i> = 10 no hay grandes diferencias entre los criterios. A partir de los resultados obtenidos, se recomiendan muestras con tama&ntilde;o de por lo menos <i>n =</i> 50 para tener un buen desempe&ntilde;o de las pruebas de AD y EEA. El empleo de las pruebas de KS y CVM no se recomienda a menos que se tengan muestras grandes.</font></p>  	    <p>&nbsp;</p>  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Referencias</b></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Aksoy, H. (November 2000). Use of Gamma Distribution in Hydrological Analysis. <i>Turkish Journal of Engineering and Environmental Sciences,</i> 24(6), 419&#45;428.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758716&pid=S2007-2422201400050001200001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Aparicio&#45;Mijares, F. J. (2005). <i>Fundamentos de Hidrolog&iacute;a de Superficie</i> (304 pp.). M&eacute;xico, DF: Limusa Noriega Editores.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758718&pid=S2007-2422201400050001200002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Atroosh, K. B., &amp; Moustafa, A. T. (June 2012). An Estimation of the Probability Distribution of Wadi Bana Flow in the abyan Delta of Yemen. <i>Journal of Agricultural Science,</i> 4(6), 80&#45;89.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758720&pid=S2007-2422201400050001200003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Balasooriya, U., Low, C. K., &amp; Wong, A. Y. W. (2005). Modeling Insurance Loss Data: The log&#45;EIC Distribution. <i>Journal of Actuarial Practice, 12,</i> 101&#45;125.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758722&pid=S2007-2422201400050001200004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>      	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Dan'Azumi, S., Shamsudin, S., &amp; Aris, A. (June 2010). Modeling the Distribution of Rainfall Intensity using Hourly Data. <i>American Journal of Environmental Sciences,</i> 6(3), 238&#45;243.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758724&pid=S2007-2422201400050001200005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>      <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">De Dios&#45;Lara, E. (1998). <i>An&aacute;lisis hidrol&oacute;gico de tormentas de dise&ntilde;o para el estado de Tabasco</i> (215 pp.). Tesis de Maestr&iacute;a en Ingenier&iacute;a Hidr&aacute;ulica. C&aacute;rdenas, M&eacute;xico: Universidad Ju&aacute;rez Aut&oacute;noma de Tabasco, Divisi&oacute;n Acad&eacute;mica de Ingenier&iacute;a y Arquitectura.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758726&pid=S2007-2422201400050001200006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Dey, A. K., &amp; Kundu, D. (2009). Discriminating between the Log&#45;Normal and Log&#45;Logistic Distributions. <i>Communications in Statistics &#45; Theory and Methods,</i> 39(2), 280&#45;292.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758728&pid=S2007-2422201400050001200007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Di Baldasarre, G., Laio, F., &amp; Montanari, A. (2009). Design Flood Estimation using Model Selection Criteria. <i>Physics and Chemistry of the Earth, 34</i>(10&#45;12), 606&#45;611.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758730&pid=S2007-2422201400050001200008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">El Adlouni, S., Bob&eacute;e, B., &amp; Ouarda, T. B. M. J. (2008). On the Tails of Extreme Event Distributions in Hydrology. <i>Journal of Hydrology, 154,</i> 16&#45;33.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758732&pid=S2007-2422201400050001200009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Ganancias&#45;Mart&iacute;nez, F. (2009). <i>C&aacute;tedra de Hidrolog&iacute;a y Procesos Hidr&aacute;ulicos</i> (32 pp.). Clase de Estad&iacute;stica Hidrol&oacute;gica. C&oacute;rdoba, Argentina: Universidad Nacional de C&oacute;rdoba, Facultad de Ciencias Exactas, F&iacute;sicas y Naturales.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758734&pid=S2007-2422201400050001200010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Haan, C. T. (1994). <i>Statistical Methods in Hydrology</i> (378 pp.). Sixth printing. Ames, Iowa, USA: Iowa State University Press.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758736&pid=S2007-2422201400050001200011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Haddad, K., &amp; Rahman, A. (2011). Selection of the Best Fit Flood Frequency Distribution and Parameter Estimation Procedure: A Case Study for Tasmania in Australia. <i>Stoch. Environ. Res. Risk Assess, 25,</i> 415&#45;428.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758738&pid=S2007-2422201400050001200012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Laio, F. (2004). Cramer&#45;von Mises, and Anderson&#45;Darling Goodness of Fit Tests for Extreme Value Distributions with Unknown Parameters. <i>Water Resources Research, 490,</i> W09308, doi:10.1029/2004WR003204, 10.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758740&pid=S2007-2422201400050001200013&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Laio, F., Di Baldasarre, G., &amp; Montanari, A. (2009). Model sSelection Techniques for the Frequency Analysis of Hydrological Extremes. <i>Water Resources Research, 495,</i> W07416, doi:10.1029/2007WR006666, 11.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758742&pid=S2007-2422201400050001200014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Markiewicz, I., Strupczewski, W. G., &amp; Kochanek, K. (2010). On Accuracy of Upper Quantiles Estimation. <i>Hydrology and Earth System Sciences, 14,</i> 2167&#45;2175.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758744&pid=S2007-2422201400050001200015&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Mitosek, H. T., Strupczewski, W. G., &amp; Singh, V. P. (2002). Toward an Objective Choice of an Anual Flood Peak Distribution (16 pp.). <i>5th ICHE, Warsaw Poland, CD Proceedings,</i> Track C, PDF 158.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758746&pid=S2007-2422201400050001200016&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Quesenberry, C. P., &amp; Kent, J. (1982). Selecting Among Probability Distributions used in Reliability. <i>Technometrics,</i> <i>24</i>(1), 59&#45;65.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758748&pid=S2007-2422201400050001200017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Raynal&#45;Villase&ntilde;or, J. A. (2013). 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Assessment of Modified Anderson&#45;Darling Test Statistics for the Generalized Extreme Value and Generalized Logistic Distributions. <i>Stochastic Environmental Research and Risk Assessment, 26,</i> 105&#45;114.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758752&pid=S2007-2422201400050001200019&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Silva, A. T., Naghettini, M., &amp; Portela, M. M. (2011). Sobre a Estimacao de Intervalos de Confianca para os Quantis de Vari&aacute;veis Aleat&oacute;rias Hidrol&oacute;gicas. <i>Recursos H&iacute;dricos,</i> <i>32</i>(2), 63&#45;76.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758754&pid=S2007-2422201400050001200020&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Suhaila, J., &amp; Jemain, A. A. (2007). Fitting Daily Rainfall amount in Malasya Using the Normal Transform Distribution. <i>Journal of Applied Sciences,</i> 7(14), 1880&#45;1886.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758756&pid=S2007-2422201400050001200021&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>  	    <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Werner, T., &amp; Upper, C. (2002). <i>Time Variation in the Tail Behavior of Bund Futures Returns.</i> Working Paper No. 199, Frankfurt: European Central Bank.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=9758758&pid=S2007-2422201400050001200022&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>      ]]></body><back>
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