ROBUSTEZ DEL ÍNDICE DE CONSISTENCIA GEOMÉTRICO Juan Aguarón Joven - [email protected] Maite Escobar Urmeneta - [email protected] Jorge Jiménez Ruiz-Alejos - [email protected] José María Moreno Jiménez - [email protected] Universidad de Zaragoza Reservados todos los derechos. Este documento ha sido extraído del CD Rom “Anales de Economía Aplicada. XIV Reunión ASEPELT-España. Oviedo, 22 y 23 de Junio de 2000”. ISBN: 84-699-2357-9 ROBUSTEZ DEL ÍNDICE DE CONSISTENCIA GEOMÉTRICO1 AGUARÓN JOVEN, Juan ESCOBAR URMENETA, Maite JIMÉNEZ RUIZ-ALEJOS, Jorge MORENO JIMÉNEZ, José María Facultad de Económicas Universidad de Zaragoza Resumen: Aguarón y Moreno-Jiménez (2000b) proponen un método para medir la consistencia de los decisores a la hora de incorporar los juicios en el Proceso Analítico Jerárquico cuando se usa el Método de la Media Geométrica por Filas como procedimiento de priorización. En lo que sigue, mediante la obtención de los intervalos de estabilidad asociados, se analiza la robustez de esta medida ante pequeñas modificaciones en los juicios de la matriz recíproca de comparaciones pareadas. Palabras clave: Proceso Analítico Jerárquico (AHP), Robustez, Índice de Consistencia Geométrico, Intervalos de Estabilidad. 1. INTRODUCCIÓN Uno de los aspectos o propiedades más destacados a la hora de comparar las diferentes Técnicas de Decisión Multicriterio, es la posibilidad de evaluar el grado de consistencia que tiene el decisor, en general los actores participantes en el proceso de toma de decisiones, a la hora de incorporar sus preferencias en el modelo utilizado para la resolución del problema. En este sentido, el Proceso Analítico Jerárquico (AHP) propuesto por Thomas Saaty (Saaty, 1977, 1980) es una técnica de decisión multicriterio que, además de integrar en una escala de razón válida para la toma de decisiones (prioridades) los múltiples escenarios, actores y criterios (tangibles e intangibles) del problema, permite evaluar la consistencia del decisor al emitir los juicios correspondientes a los elementos de las matrices recíprocas de comparaciones pareadas a través de las cuales incorpora al modelo su estructura de preferencias. 1 Este trabajo ha sido parcialmente subvencionado por el proyecto de investigación “SISDECAP: Un Sistema Decisional para la Administración Pública” (ref.: P072/99-E, DGA). Entendiendo por consistencia la transitividad cardinal de los juicios de la matriz recíproca de comparaciones pareadas Anxn = (aij), esto es, aij ajk = aik ∀ i,j,k=1,…,n, Saaty sugirió que, cuando se usa el Método del Autovector Principal por la Derecha (EVM) como procedimiento de priorización como ocurre en el AHP- Convencional, la inconsistencia podía ser capturada por una sencilla expresión (λmax(A) – n) que reflejaba las desviaciones (medidas en términos absolutos) de todos los aij respecto de los valores correspondientes a las razones de las prioridades estimadas wi/wj, donde λmax(A) es el autovalor principal de A. La medida de la inconsistencia propuesta por Saaty, denominada Razón de Consistencia (RC), se obtiene tomando el cociente entre el valor (λmax(A) – n) y su promedio (RI(n)) para un gran número de matrices recíprocas positivas de orden n cuyas entradas se han obtenido de forma aleatoria en el conjunto de juicios {1/9,…,1/2, 1, 2,…, 9}. RC = IC/RI(n) = [(λmax(A) – n)/(n-1)] / RI(n) En este caso, la estimación de la prioridad de cada alternativa wi i=1,…,n es aceptada (Saaty, 1994) si el valor de la RC es inferior al 10% (5% y 8% para matrices de orden 3 y 4 respectivamente). En caso contrario, es preciso mejorar la consistencia de los juicios y recalcular el valor de las prioridades. Normalmente se corrige el juicio más inconsistente, esto es, el de mayor diferencia entre aij y wi/wj. Aunque el EVM es el procedimiento de priorización empleado habitualmente en AHP, en los últimos años, debido a sus propiedades analíticas y sicológicas (Barzilai y Lootsma, 1997; Bruga, 2000; Escobar y Moreno-Jiménez, 2000), está empezando a extenderse la utilización del Método de la Media Geométrica por Filas (RGMM) que proporciona (salvo factor de normalización) las prioridades de las alternativas como wi = w(Ai) = (Π j aij)1/n i=1,…,n Para este procedimiento de priorización, al igual que para cada uno de los restantes existentes en la literatura, es preciso desarrollar medidas específicas que permitan evaluar de forma práctica la consistencia del decisor. Intentos previos en esta dirección son los de Crawford y Williams (1985), Harker (1987), Takeda (1993), Monsuur (1996) y Escobar y Moreno (1998), aunque en ninguno de ellos se han establecido las reglas que permitieran operativizar los indicadores propuestos. En lo que sigue, se va a estudiar el comportamiento de la medida de inconsistencia (ICG) propuesta por Aguarón y Moreno-Jiménez (2000b) para el procedimiento de priorización de la RGMM, en concreto se analizará la robustez del ICG antes pequeñas modificaciones en los juicios considerados. Para ello, el trabajo se ha estructurado como sigue: en la sección 2 se presenta el ICG; en la sección 3 se obtienen los intervalos de estabilidad (Aguarón y Moreno-Jiménez, 2000a) para diferentes problemas y situaciones; la sección 4 incluye un ejemplo numérico y la sección 5 recoge las conclusiones más destacadas. 2. ÍNDICE DE CONSISTENCIA GEOMÉTRICO (ICG) Crawford y Williams (1985) justifican la utilización del Método de la Media Geométrica por Filas como procedimiento de priorización en AHP basándose en dos ideas diferentes. Por un lado, obtienen este valor resolviendo un modelo de optimización en el que se minimiza la distancia log-cuadrática de los errores, esto es, Min S = ∑ (log a ij − log w i / w j ) 2 =∑ log 2 e ij w i≠ j i≠ j Por otro lado, este método se deduce resolviendo un modelo estocástico, esto es, el RGMM se obtiene como el estimador máximo verosímil del modelo a ij = wi ε , con log ε ij ≈ N( o, σ 2 ) y ε ij independie ntes w j ij Además, sugieren utilizar como medida de la consistencia un estimador insesgado de la varianza de las perturbaciones. Este valor viene dado como s2 = S/g.l., donde el numerador (S) es la distancia log-cuadrática ente los juicios y las razones, y el denominador (g.l.) son los grados de libertad calculados como la diferencia entre los juicios incluidos n(n-1)/2 y los parámetros estimados (n-1). Su expresión es: s 2 ∑ = i< j (log a ij − log w i / w j ) 2 ( n − 1)( n − 2) / 2 Cuanto menor es s2 , menor es la distancia entre los juicios aij y las razones wi/wj, (enfoque determinístico) y menor es la varianza de los errores ε ij (enfoque estocástico), lo que supone un mejor ajuste entre los juicios y el vector de prioridades estimado. Como señala Barzilai (1996), el valor de s2 puede considerarse como una medida de la bondad del ajuste, pero se necesita establecer el rango de valores que permita darle el carácter operativo que requiere una medida de estas características. Una forma de hacer operativa esta medida (s2 ) seria normalizarla por su promedio, E(s2 ), de forma análoga a lo hecho por Saaty para la Razón de Consistencia RC=IC/E(IC) siendo IC=(λmax – n)/(n-1)). Ahora bien, como E(s2 ) es una constante Aguarón y Moreno-Jiménez (2000) sugieren un procedimiento indirecto para darle el carácter operativo buscado. Esta vía consiste en establecer su relación con la RC de Saaty y determinar para la nueva medida (ICG), los valores para cada n que darían por buenas las estimaciones efectuadas conforme a la consistencia de las mismas. Definición 1. Dada una matriz de comparaciones pareadas, se define el Indice de Consistencia Geométrico (ICG) como: ICG = ∑ log i< j 2 eij ( n − 1)( n − 2) / 2 donde eij = aijwj/wi es el error cometido cuando wi/wj es estimado por aij. Teorema 1. Dada una matriz de comparaciones pareadas, A=(aij) con i, j = 1,…,n, y el vector de prioridades obtenido por el MMGF, w, se cumple: ICG = { } 2n IC + o(ε 3 ) n−2 donde ε = max log eij . i, j Corolario 1. En las condiciones del Teorema 1 se verifica: ICG = k ( n) RC + o(ε 3 ) donde k ( n) = 2n IA(n ) . n−2 El resultado anterior pone de manifiesto que si las matrices están cercanas a la consistencia (errores suficientemente pequeños), las dos medidas RC e ICG son proporcionales. La validez de esta afirmación en la banda de valores aceptables de la Razón de Consistencia (RC<0,1) ha sido probada en Aguarón y Moreno-Jiménez (2000b) mediante simulación. De esta forma, para cada n con n=1,…,16, se han podido determinar de forma empírica (ICGe) los umbrales correspondientes al ICG (n) que garantizan, cuando se usa la MGF como procedimiento de priorización, una tolerancia para la consistencia del decisor análoga a tener una RC < 10% cuando se usa el EVM como método de priorización. Como era de esperar estos valores son muy próximos a los del ICG teórico (ICGt ) obtenido a partir del corolario anterior (véase la tabla 1). Tabla 1. Valores del ICG correspondientes a una RC=0,1. N ICGt ICGe 3 0.3147 0.3120 4 0.3526 0.3399 5 0.3717 0.3524 6 0.3755 0.3529 7 0.3755 0.3527 8 0.3744 0.3519 9 0.3733 0.3517 3. INTERVALOS DE ESTABILIDAD EN EL ICG En este apartado se obtiene el intervalo de variación en el que puede oscilar la variación relativa de un juicio cualquiera de la matriz de comparaciones pareadas, sin que la inconsistencia evaluada mediante el ICG supere un determinado valor fijado con antelación. Todo ello, utilizando la MGF para determinar las prioridades locales. Sea A=(aij) i,j=1,…,n una matriz recíproca de comparaciones pareadas y w el vector de prioridades ( w i = ∏ j a 1ij/ n ) obtenido por el método de la MGF que, sin pérdida de generalidad, supondremos sin normalizar por facilidad de cálculo (los residuos eij = aijwj/wi son independientes de la normalización). Lema 1. Dada una matriz de comparaciones pareadas, A=(aij), i, j=1,…,n, con vector de prioridades w obtenido al aplicar el métodos de la MGF. Sea A’=(a’ij) una perturbación de la misma. Se verifica: n (i) w′r = wr ∏ ρrj donde ρrj = j =1 (ii) n ρ jh h =1 ρih eij′ = eij ρijn ∏ n a ′rj arj ∀ i, j=1,…,n (iii) Si sólo se produce una modificación en el juicio ars: e ′rj = e rj 1 ρrs e ′sj = e sj ρrs ∀ j ≠s ∀ j ≠r e ′rs = e rs ρrsn − 2 Demostración. Véase Aguarón 1998. e ′jr = e jr ρrs ∀ j≠s 1 ∀ j≠r ρrs 1 e ′sr = esr n − 2 eij′ = eij ρrs e ′js = e js ∀ i, j ≠ r , s Teorema 2. Sea A=(aij), i, j=1,…,n, una matriz de comparaciones pareadas, en la que el juicio ars se modifica tomando un valor a’rs. . La variación del índice de consistencia geométrico viene dada por: ∆ICG = IC G′ − ICG = a′ donde ρrs = rs a rs ( 2n log ρrs log e 2rs ρrsn −2 ( n − 1)( n − 2) ) 1/ n Definición 2. Dada una matriz recíproca positiva de comparaciones pareadas, A=(aij) con i, j=1,…,n, se denominan 2.a) Intervalo de Estabilidad en el ICG para el juicio ars, dado un nivel ∆ ( ∆ ≥ 0 ), a un intervalo [δ rs ( ∆) , δ rs ( ∆) ] en el que pueden oscilar las variaciones relativas del juicio ars sin que el aumento del ICG sea mayor que ∆. 2.b) Indice de Estabilidad en el ICG para el juicio ars dado un nivel ∆ ( ∆ ≥ 0 ) al extremo superior, δ rs (∆) , del mayor intervalo recíproco de estabilidad en el ICG para ese nivel. Teorema 3. Sea una matriz de comparaciones pareadas, A=(aij) con i, j=1,…,n. El intervalo de estabilidad en el ICG para el juicio ars dado un nivel ∆ viene determinado por el intervalo [δ rs ( ∆) , δ rs ( ∆) ] donde δ rs ( ∆) = e n log ρmin δ rs ( ∆) = en log ρmax siendo [log ρmin , log ρmax ] el intervalo para log ρrs que satisface la desigualdad: [ ] 2n ( n − 2) log 2 ρrs + 2 log e rs log ρrs ≤ ∆ (n − 1)( n − 2) Demostración. Basta con plantear la condición ∆ICG ≤ ∆ y aplicar el Teorema 2. Esto nos conduce directamente a la desigualdad [ ] 2n ( n − 2) log 2 ρrs + 2 log e rs log ρrs ≤ ∆ (n − 1)( n − 2) Esta desigualdad es de la forma a log 2 ρrs + b log ρrs + c ≤ 0 , con c ≤ 0 , por lo que existirán dos soluciones en log ρrs , una positiva y otra negativa (log ρmin y log ρmax ) , que conducen a las variaciones relativas mínima y máxima (menor y mayor que la unidad respectivamente) del juicio (r,s) que mantienen un aumento del ICG por debajo de ∆ . Título: Autor: CorelDRAW 7 Vista previa: No se guardó esta imagen EPS incluyendo una vista previa. Comentario: Esta imagen EPS se imprimirá en una impresora PostScript, pero no en otros tipos de impresora. Corolario 2. En las condiciones del teorema anterior, si se toma n=3, el Índice de Estabilidad para un nivel ∆, δ rs (∆) , coincide para los tres juicios (ars= a12 , a23 , a13 ). Demostración. Para n=3, los elementos de la matriz de residuos E=(eij) verifican e12 = e23 = e13 -1 , con lo que la solución de la ecuación de segundo grado en log ρrs para los elementos (1,2) y (2,3) coincide y también lo hará el índice de estabilidad ( δ12 ( ∆) = δ 23 (∆ ) ). Para el elemento (1,3), como log e13 = - log e12 , las soluciones de la ecuación anterior son las mismas que las de (1,2) cambiadas de signo, por lo que los intervalos de estabilidad serán recíprocos uno del otro. Como el índice de estabilidad viene dado por δ rs (∆) = min{1 / δ rs ( ∆) , δ rs ( ∆) }, se tiene que δ12 ( ∆) = min{1 / δ 12 ( ∆) , δ 12 (∆ )} = min{δ 13 ( ∆), 1 / δ 13 ( ∆)} = δ13 (∆ ) # 4. EJEMPLO NUMÉRICO Sea la matriz recíproca positiva de orden n=3, 2 5 1 A = 1 / 2 1 3 1 / 5 1 / 3 1 El vector de prioridades obtenido al aplicar el método MGF (salvo factor de normalización) es: w= ( 10 3 3 3/2 3 1 / 15 ) Y la matriz de residuos: 1 E = 3 5/ 6 3 6/5 3 3 6 /5 1 5/6 3 3 5/6 6/5 1 El ICG viene determinado por ICG = 2 2 1 6 log 2 eij = 3 log 2 3 6 / 5 = log 2 = 0.01108 ∑ ( n − 1)( n − 2) i < j 2 ⋅1 3 5 Para n=3, es admisible un ICG de 0.31, por lo que se podría tolerar aumento de aproximadamente ∆=0.30. Aplicando el Teorema 3, [ ] 6 log 2 ρ12 + 2 log e12 log ρ12 ≤ 0.3 2 ⋅1 y resolviendo esta desigualdad, se obtiene el intervalo: [log ρmin , log ρmax ] = [− 0.383, 0.261] Finalmente [δ 12 ( ∆) , δ 12 ( ∆) ] viene dado por [0.317, 2.190], siendo el intervalo de variación del juicio a12 en el que se asegura una consistencia aceptable para la matriz, es ′ ∈ [0.634, 4.380] el siguiente: a12 Por último, el índice de estabilidad para el juicio a12 viene dado por δ12 ( ∆) = min(1 / 0.317, 2.190 ) = 2.190 De forma análoga se pueden obtener los correspondientes resultados para los juicios a13 y a23 . Juicio [δ rs ( ∆) , δ rs ( ∆) ] δ rs (∆) [a rs , a rs ] a12 [0.317, 2.190] 2.190 [0.634, 4.380] a13 [0.457, 3.153] 2.190 [2.285, 15.765] a23 [0.317, 2.190] 2.190 [0.951, 6.570] 5. CONCLUSIONES Conforme a la filosofía propuesta (Moreno-Jiménez, Aguarón y Escobar, 2000) en los nuevos paradigmas de racionalidad (ciencia postnormal, ciencia de sistemas suaves, etc.), en especial la racionalidad procedimental multicriterio (Moreno-Jiménez et al. 1999) donde se sugiere relajar (por poco realista) la hipótesis de certidumbre en los datos, este trabajo ha estudiado la robustez de la medida propuesta en Aguarón (1998) y Aguarón y Moreno-Jiménez (2000a) para evaluar la inconsistencia del decisor al emitir los juicios utilizados en AHP y emplear la Media Geométrica por Filas como procedimiento de priorización. BIBLIOGRAFIA AGUARÓN, J. (1998): Aspectos Notables en el Proceso Analítico Jerárquico. Extensiones. Tesis doctoral. AGUARÓN, J.; MORENO-JIMÉNEZ , J.M. (2000a). Stability Intervals In The Analytic Hierarchy Process. European Journal of Operational Research, 125(1), 114-133. AGUARÓN, J.; MORENO-JIMÉNEZ , J.M. (2000b) The Geometric Consistency Index (en evaluación). BARZILAI, J. (1996): On the derivation of AHP priorities, Proceedings of the 4th Internatinal Symposium on The Analytic Hierarchy Process, Vancouver, Canada, pp. 244-250. BARZILAI, J.; LOOTSMA, F.A. (1997): Power relation and group aggregation in the multiplicative Ahp and SMART, Journal of Multi-Criteria Decision Analysis, 6, 155165. BRUGHA, C.M. (2000): Relative Measurement and the Power Function, European Journal of Operational Research 121, 627-640. CRAWFORD, G.; WILLIAMS, C. (1985): A note on the analysis of subjective judgement matrices, Journal of Mathematical Psychology, 29, pp. 387-405. ESCOBAR, M.T.; MORENO-JIMENEZ , J.M. (1997): Problemas de Gran Tamaño en el Proceso Analítico Jerárquico. Estudios de Economía Aplicada 8, 25-40. ESCOBAR, M.T.; Moreno-Jimenez, J.M. (2000): Reciprocal distributions in the Analytic Hierarchy Process. European Journal of Operational Research, 123(1), 154-174. HARKER, P.T. (1987): Alternative modes of questioning in the Analytic Hierarchy Process. Mathematical Modelling 9, 353-360. MONSUUR, H. (1996): An intrinsic consistency treshold for reciprocal matrices, European Journal of Operational Research, 96, pp. 387-391. MORENO-JIMÉNEZ , J.M.; AGUARÓN, J.; ESCOBAR, M.; TURÓN, A. (1999): The Multicriteria Procedural Rationality on SISDEMA. European Journal of Operational Research, 119(2), 388-403. MORENO-JIMÉNEZ , J.M.; AGUARÓN, J.; ESCOBAR, M.T. (2000): Metodología científica en valoración y selección ambiental. Aparecerá en Pesquisa Operacional (revista de la Sociedad Brasileña de Investigación Operativa, aceptado en abril de 2000). SAATY, T.L. (1977). A scaling method for priorities in hierarchical structures, J. Math. Psychol, 15, pp. 234-281. SAATY T. L. (1980). Multicriteria Decision Making: The Analytic Hierarchy Process. McGraw-Hill. New York. SAATY, T.L. (1994) Fundamentals of Decision Making. RSW Publications. TAKEDA , E. (1993): A note on consistent adjustment of pairwise comparison judgements. Mathematical and Computer Modelling, 17, 29-35.