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_iy_i> 0; для всех точек II квадранта x_iy_i< 0; для всех точек III квадранта x_iy_i> 0; для всех точек IV квадранта x_iy_i< 0. Следовательно, величина å x_iy_i может служить мерой зависимости между переменными X и Y. Если большая часть точек лежит в первом и третьем квадрантах, то å x_iy_i> 0 и зависимость положительная, если большая часть точек лежит во втором и четвертом квадрантах, то å x_iy_i< 0 и зависимость отрицательная. Наконец, если точки рассеиваются по всем четырем квадрантам å x_iy_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_iy_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 R² как обобщенную меру " качества" статистического подбора модели (2.6). Чем лучше регрессия соответствует наблюдениям, тем меньше и тем ближе R² к 1, и наоборот, чем " хуже" подгонка линии регрессии к данным, тем ближе значение R² 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. R²=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 – R² в качестве меры отклонения регрессионной зависимости от линейного вида.

 

⇐ Предыдущая12345678910Следующая ⇒

Поделиться: