Коэффициент корреляции, коэффициент детерминации, корреляционное отношение

Для трактовки линейной связи между двумя переменными акцентируют внимание на коэффициенте корреляции.

Пусть имеется выборка наблюдений (X _i, Y _i), i =1,..., n, которая представлена на диаграмме рассеяния, именуемой также полем корреляции (рис. 2.3).

 

Y

 

 

X

 

Рис. 2.3. Диаграмма рассеяния

 

Разобьем диаграмму на четыре квадранта так, что для любой точки P (X _i, Y _i) будут определены отклонения

Ясно, что для всех точек I квадранта x _i y _i>0; для всех точек II квадранта x _i y _i<0; для всех точек III квадранта x _i y _i>0; для всех точек IV квадранта x _i y _i<0. Следовательно, величина å x _i y _i может служить мерой зависимости между переменными X и Y. Если большая часть точек лежит в первом и третьем квадрантах, то å x _i y _i>0 и зависимость положительная, если большая часть точек лежит во втором и четвертом квадрантах, то å x _i y _i<0 и зависимость отрицательная. Наконец, если точки рассеиваются по всем четырем квадрантам å x _i y _i близка к нулю и между X и Y связи нет.

Указанная мера зависимости изменяется при выборе единиц измерения переменных X и Y. Выразив å x _i y _i в единицах среднеквадратических отклонений, получим после усреднения выборочный коэффициент корреляции:

(2.9)

Из последнего выражения можно после преобразований получить следующую формулу для квадрата коэффициента корреляции:

или

(2.10)

Квадрат коэффициента корреляции называется коэффициентом детерминации. Согласно (2.10) значение коэффициента детерминации не может быть больше единицы, причем это максимальное значение будет достигнуто при =0, т.е. когда все точки диаграммы рассеяния лежат в точности на прямой. Следовательно, значения коэффициента корреляции лежат в числовом промежутке от -1 до +1.

Кроме того, из (2.10) следует, что коэффициент детерминации равен доле дисперсии Y (знаменатель формулы), объясненной линейной зависимостью от X (числитель формулы). Это обстоятельство позволяет использовать R ² как обобщенную меру "качества" статистического подбора модели (2.6). Чем лучше регрессия соответствует наблюдениям, тем меньше и тем ближе R ² к 1, и наоборот, чем "хуже" подгонка линии регрессии к данным, тем ближе значение R ² к 0.

Поскольку коэффициент корреляции симметричен относительно X и Y, то есть r _XY= r _YX, то можно говорить о корреляции как о мере взаимозависимости переменных. Однако из того, что значения этого коэффициента близки по модулю к единице, нельзя сделать ни один из следующих выводов: Y является причиной X; X является причиной Y; X и Y совместно зависят от какой-то третьей переменной. Величина r ничего не говорит о причинно-следственных связях. Эти вопросы должны решаться, исходя из содержательного анализа задачи. Следует избегать и так называемых ложных корреляций, т.е. нельзя пытаться связать явления, между которыми отсутствуют реальные причинно-следственные связи. Например, корреляция между успехами местной футбольной команды и индексом Доу-Джонса. Классическим является пример ложной корреляции, приведенный в начале ХХ века известным российским статистиком А.А. Чупровым: если в качестве независимой переменной взять число пожарных команд в городе, а в качестве зависимой переменной – сумму убытков от пожаров за год, то между ними есть прямая корреляционная зависимость, т.е. чем больше пожарных команд, тем больше сумма убытков. На самом деле здесь нет причинно-следственной связи, а есть лишь следствия общей причины – величины города.

Проверка гипотезы о значимости выборочного коэффициента корреляции эквивалентна проверке гипотезы о b =0 (см. ниже) и, следовательно, равносильна проверке основной гипотезы об отсутствии линейной связи между Y и X. Вычисляя значение t -статистики

,

вывод о значимости r делается при | t |> t _e, где t _e - соответствующее табличное значение t -распределения с (n -2) степенями свободы и уровнем значимости e.

Пример. Вычислим коэффициент корреляции и проверим его значимость для нашего примера табл. 2.1.

По (2.9) r =43145/(46510×40068,25)^0,5=0,9994. R ²=0,998. Значение t -статистики t =0,9994×[10/(1-0,998)]^0,5=70,67. Поскольку t _0,05;10=2,228, то t > t _0,05;10 и коэффициент корреляции значим. Следовательно, можно считать, что линейная связь между переменными Y и X в примере существует. Ñ

Если между переменными имеет место нелинейная зависимость, то коэффициент корреляции теряет смысл как характеристика степени тесноты связи. В этом случае используется наряду с расчетом коэффициента детерминации расчет корреляционного отношения.

Предположим, что выборочные данные могут быть сгруппированы по оси объясняющей переменной X. Обозначим s – число интервалов группирования, (j =1,…, s) – число выборочных точек, попавших в j -й интервал группирования, - среднее значение ординат точек, попавших в j -й интервал группирования, - общее среднее по выборке. С учетом формул для оценок выборочных дисперсий среднего значения Y внутри интервалов группирования и суммарной дисперсии результатов наблюдения получим:

. (2.11)

Величину в (2.11) называют корреляционным отношением зависимой переменной Y по независимой переменной X. Его вычисление не предполагает каких-либо допущений о виде функции регрессии.

Величина по определению неотрицательная и не превышает единицы, причем =1 свидетельствует о наличии функциональной связи между переменными Y и X. Если указанные переменные не коррелированны друг с другом, то =0.

Можно показать, что не может быть меньше величины коэффициента корреляции r (формула (2.9)) и в случае линейной связи эти величины совпадают.

Это позволяет использовать величину разности – R ² в качестве меры отклонения регрессионной зависимости от линейного вида.

 

⇐ Предыдущая12345678910Следующая ⇒

Поделиться:

Воспользуйтесь поиском по сайту: