Корреляция

Корреля́ция (корреляционная зависимость) в статистическая взаимосвязь двух или нескольких случайных величин (либо величин, которые можно с некоторой допустимой степенью точности считать таковыми). При этом изменения значений одной или нескольких из этих величин сопутствуют систематическому изменению значений другой или других величин.^[1] Математической мерой корреляции двух случайных величин служит корреляционное отношение $\mathbf{\eta}$ ^[2], либо коэффициент корреляции $\mathbf{R}$ (или $\mathbf{r}$ )^[1]. В случае, если изменение одной случайной величины не ведёт к закономерному изменению другой случайной величины, но приводит к изменению другой статистической характеристики данной случайной величины, то подобная связь не считается корреляционной, хотя и является статистической^[3].

Впервые в научный оборот термин «корреляция» ввёл французский палеонтолог Жорж Кювье в XVIII веке. Он разработал «закон корреляции» частей и органов живых существ, с помощью которого можно восстановить облик ископаемого животного, имея в распоряжении лишь часть его останков. В статистике слово «корреляция» первым стал использовать английский биолог и статистик Фрэнсис Гальтон в конце XIX века.^[4]

Некоторые виды коэффициентов корреляции могут быть положительными или отрицательными. В первом случае предполагается, что мы можем определить только наличие или отсутствие связи, а во втором в также и ее направление. Если предполагается, что на значениях переменных задано отношение строгого порядка, то отрицательная корреляция в корреляция, при которой увеличение одной переменной связано с уменьшением другой. При этом коэффициент корреляции будет отрицательным. Положительная корреляция в таких условиях в это такая связь, при которой увеличение одной переменной связано с увеличением другой переменной. Возможна также ситуация отсутствия статистической взаимосвязи в например, для независимых случайных величин.

Содержание

1 Корреляция и взаимосвязь величин
2 Показатели корреляции
3 Корреляционный анализ
- 3.1 Ограничения корреляционного анализа
- 3.2 Область применения
4 См. также
5 Примечания
6 Литература
7 Ссылки

[править] Корреляция и взаимосвязь величин

Значительная корреляция между двумя случайными величинами всегда является свидетельством существования некоторой статистической связи в данной выборке, но эта связь не обязательно должна наблюдаться для другой выборки и иметь причинно-следственный характер. Часто заманчивая простота корреляционного исследования подталкивает исследователя делать ложные интуитивные выводы о наличии причинно-следственной связи между парами признаков, в то время как коэффициенты корреляции устанавливают лишь статистические взаимосвязи. Например, рассматривая пожары в конкретном городе, можно выявить весьма высокую корреляцию между ущербом, который нанес пожар, и количеством пожарных, участвовавших в ликвидации пожара, причём эта корреляция будет положительной. Из этого, однако, не следует вывод «бо́льшее количество пожарных приводит к бо́льшему ущербу», и тем более не имеет смысла попытка минимизировать ущерб от пожаров путем ликвидации пожарных бригад.^[5]В то же время, отсутствие корреляции между двумя величинами ещё не значит, что между ними нет никакой связи.

[править] Показатели корреляции

[править] Параметрические показатели корреляции

[править] Ковариация

Основные статьи: Ковариация, Неравенство Коши в Буняковского

Важной характеристикой совместного распределения двух случайных величин является ковариация (или корреляционный момент). Ковариация являетcя совместным центральным моментом второго порядка.^[6] Ковариация определяется как математическое ожидание произведения отклонений случайных величин^[7]:

$\mathrm{cov}_{XY} = \mathbf{M} \left[(X - \mathbf{M}(X)) (Y - \mathbf{M}(Y))\right] = \mathbf{M}(XY) - \mathbf{M}(X) \mathbf{M}(Y)$ ,

где $\mathbf{M}$ в математическое ожидание.

Свойства ковариации:

Ковариация двух независимых случайных величин $\mathbf{X}$ и $\mathbf{Y}$ равна нулю^[8].

Доказательство

Так как $\mathbf{X}$ и $\mathbf{Y}$ в независимые случайные величины, то и их отклонения $\mathbf{X}-\mathbf{M}(X)$ и $\mathbf{Y}-\mathbf{M}(Y)$ также независимы. Пользуясь тем, что математическое ожидание произведения независимых случайных величин равно произведению математических ожиданий сомножителей, а математическое ожидание отклонения равно нулю, имеем

$\mathrm{cov}_{XY} = \mathbf{M} \left[(X - \mathbf{M}(X)) (Y - \mathbf{M}(Y))\right] = \mathbf{M}\ (X - \mathbf{M}(X)) \mathbf{M}(Y - \mathbf{M}(Y))=0.$

Абсолютная величина ковариации двух случайных величин $\mathbf{X}$ и $\mathbf{Y}$ не превышает среднего геометрического их дисперсий: $|\mathrm{cov}_{XY}|\leqslant\sqrt{\mathrm{D}_{X}\mathrm{D}_{Y}}$ ^[9].

Доказательство

Введём в рассмотрение случайную величину $\mathbf{Z}_{1}=\mathbf{\sigma}_{Y}\mathbf{X}-\mathbf{\sigma}_{X}\mathbf{Y}$ (где $\mathbf{\sigma}$ в среднеквадратическое отклонение) и найдём её дисперсию $\mathbf{D}(Z_{1})=\mathbf{M}[\mathbf{Z}-m_{Z1}]^2$ . Выполнив выкладки получим:

$\mathbf{D}(Z_{1})=2\mathbf{\sigma^2}_{X}\mathbf{\sigma^2}_{Y}-2\mathbf{\sigma}_{X}\mathbf{\sigma}_{Y}\mathrm{cov}_{XY}.$

Любая дисперсия неотрицательна, поэтому

$2\mathbf{\sigma^2}_{X}\mathbf{\sigma^2}_{Y}-2\mathbf{\sigma}_{X}\mathbf{\sigma}_{Y}\mathrm{cov}_{XY} \geqslant 0$

Отсюда

$\mathrm{cov}_{XY}\leqslant\mathrm{\sigma}_{X}\mathrm{\sigma}_{Y}.$

Введя случайную величину $\mathbf{Z}_{2}=\mathbf{\sigma}_{Y}\mathbf{X}+\mathbf{\sigma}_{X}\mathbf{Y}$ , аналогично

$\mathrm{cov}_{XY}\geqslant - \mathrm{\sigma}_{X}\mathrm{\sigma}_{Y}.$

Объединив полученные неравенства имеем

$- \mathrm{\sigma}_{X}\mathrm{\sigma}_{Y}\leqslant \mathrm{cov}_{XY}\leqslant\mathrm{\sigma}_{X}\mathrm{\sigma}_{Y}.$

Или

$|\mathrm{cov}_{XY}|\leqslant\mathrm{\sigma}_{X}\mathrm{\sigma}_{Y}.$

Итак,

$|\mathrm{cov}_{XY}|\leqslant\sqrt{\mathrm{D}_{X}\mathrm{D}_{Y}}.$

Ковариация имеет размерность, равную произведению размерности случайных величин, то есть величина ковариации зависит от единиц измерения независимых величин. Данная особенность ковариации затрудняет её использование в целях корреляционного анализа^[8].

[править] Линейный коэффициент корреляции

Для устранения недостатка ковариации был введён линейный коэффициент корреляции (или коэффициент корреляции Пирсона), который разработали Карл Пирсон, Фрэнсис Эджуорт и Рафаэль Уэлдон (англ.)русск. в 90-х годах XIX века. Коэффициент корреляции рассчитывается по формуле^[10]^[8]:

$\mathbf{r}_{XY} = \frac{\mathbf{cov}_{XY}}{\mathbf{\sigma}_{X}{\sigma}_{Y}}= \frac{\sum (X-\bar{X})(Y-\bar{Y})}{\sqrt{\sum (X-\bar{X})^2\sum (Y-\bar{Y})^2}}.$

Коэффициент корреляции изменяется в пределах от минус единицы до плюс единицы^[11].

Доказательство

Разделив обе части двойного неравенства $- \mathrm{\sigma}_{X}\mathrm{\sigma}_{Y}\leqslant \mathrm{cov}_{XY}\leqslant\mathrm{\sigma}_{X}\mathrm{\sigma}_{Y}$ на $\mathbf{\sigma}_{X}\mathbf{\sigma}_{Y}$ получим

$-1\leqslant \mathbf{r}_{XY}\leqslant\ 1.$

Линейный коэффициент корреляции связан с коэффициентом регрессии в виде следующей зависимости: $\mathbf{r}_{XY} = \mathbf{a}_{i} \frac{{\sigma}_{Xi}}{{\sigma}_{Y}},$ где $\mathbf{a}_{i}$ в коэффициент регрессии, $\mathbf\sigma_{Xi}$ в среднеквадратическое отклонение соответствующего факторного признака^[12].

Для графического представления подобной связи можно использовать прямоугольную систему координат с осями, которые соответствуют обеим переменным. Каждая пара значений маркируется при помощи определенного символа. Такой график называется «диаграммой рассеяния».

Метод вычисления коэффициента корреляции зависит от вида шкалы, к которой относятся переменные. Так, для измерения переменных с интервальной и количественной шкалами необходимо использовать коэффициент корреляции Пирсона (корреляция моментов произведений). Если по меньшей мере одна из двух переменных имеет порядковую шкалу, либо не является нормально распределённой, необходимо использовать ранговую корреляцию Спирмена или $\mathbf{\tau}$ (тау) Кендалла. В случае, когда одна из двух переменных является дихотомической, используется точечная двухрядная корреляция, а если обе переменные являются дихотомическими: четырёхполевая корреляция. Расчёт коэффициента корреляции между двумя недихотомическими переменными не лишён смысла только тогда, когда связь между ними линейна (однонаправлена).

[править] Непараметрические показатели корреляции

[править] Коэффициент ранговой корреляции Кендалла

Применяется для выявления взаимосвязи между количественными или качественными показателями, если их можно ранжировать. Значения показателя X выставляют в порядке возрастания и присваивают им ранги. Ранжируют значения показателя Y и рассчитывают коэффициент корреляции Кендалла:

$~\tau=\frac{2S}{n(n-1)}$ ,

где $S=P-Q$ .

$P$ в суммарное число наблюдений, следующих за текущими наблюдениями с большим значением рангов Y.

$Q$ в суммарное число наблюдений, следующих за текущими наблюдениями с меньшим значением рангов Y. (равные ранги не учитываются!)

$~\tau\in[-1;1]$

Если исследуемые данные повторяются (имеют одинаковые ранги), то в расчетах используется скорректированный коэффициент корреляции Кендалла:

$~\tau=\frac{S}{\sqrt{[\frac{n(n-1)}{2}-U_x][\frac{n(n-1)}{2}-U_y}]}$

$U_x=\frac{\sum{t(t-1)}}{2}$

$U_y=\frac{\sum{t(t-1)}}{2}$

$t$ в число связанных рангов в ряду X и Y соответственно.

[править] Коэффициент ранговой корреляции Спирмена

Каждому показателю X и Y присваивается ранг. На основе полученных рангов рассчитываются их разности $d$ и вычисляется коэффициент корреляции Спирмена:

$~\rho=1-\frac{6\sum d^2}{n(n^2-1)}$

[править] Коэффициент корреляции знаков Фехнера

Подсчитывается количество совпадений и несовпадений знаков отклонений значений показателей от их среднего значения.

$i=\frac{C-H}{C+H}$

C в число пар, у которых знаки отклонений значений от их средних совпадают.

H в число пар, у которых знаки отклонений значений от их средних не совпадают.

[править] Коэффициент множественной ранговой корреляции (конкордации)

$~W=\frac{12S}{m^2(n^3-n)}$

$~S=\sum^{n}_{i=1} {(\sum^{m}_{j=1} {R_ij})^2}-\frac{(\sum^{n}_{i=1} {\sum^{m}_{j=1} {R_ij}})^2}{n}$

$m$ в число групп, которые ранжируются.

$n$ в число переменных.

$R_ij$ в ранг $i$ -фактора у $j$ -единицы.

Значимость:

$~\chi^2=m(n-1)*W$

$~{\chi^{2}}_{kp}=(\alpha;(n-1)(m-1))$

$~\chi^2 > {\chi^{2}}_{kp}$ , то гипотеза об отсутствии связи отвергается.

В случае наличия связанных рангов:

$~W=\frac{12S}{m^2(n^3-n)-m \sum^{m}_{j=1} {({t^3}_{j}-t_j)}}$

$~\chi^2=\frac{12S}{mn(n+1)-\frac{\sum^{m}_{j=1} {({t^3}_{j}-t_j)}}{n-1}}$

[править] Свойства коэффициента корреляции

Неравенство Коши в Буняковского:

если принять в качестве скалярного произведения двух случайных величин ковариацию $\langle X, Y \rangle = \mathrm{cov}(X, Y)$ , то норма случайной величины будет равна $\|X\| = \sqrt{\mathrm{D}[X]}$ , и следствием неравенства Коши в Буняковского будет:

$-1 \leqslant \R_{X,Y} \leqslant 1$ .

Коэффициент корреляции равен $\pm 1$ тогда и только тогда, когда $X$ и $Y$ линейно зависимы (исключая события нулевой вероятности, когда несколько точек «выбиваются» из прямой, отражающей линейную зависимость случайных величин):

$\R_{X,Y} = \pm 1 \Leftrightarrow Y = kX+b, k\neq0$ ,

где $k,b\in \mathbb{R}$ . Более того в этом случае знаки $\R_{X,Y}$ и $k$ совпадают:

$\sgn \R_{X,Y} = \sgn k$ .

Доказательство

Рассмотрим случайные величины X и Y c нулевыми средними, и дисперсиями, равными, соответственно, $\overline{X^2} = \sigma^2_X$ и $\overline{Y^2} = \sigma^2_Y$ . Подсчитаем дисперсию случайной величины $\xi = aX + bY$ :

$\sigma^2_{\xi} = \overline{(aX + bY)^{2}} = a^2 \overline{X^2} + b^2 \overline{Y^2} + 2ab\overline{XY}.$

Если предположить, что коэффициент корреляции

$\R_{X,Y} = \frac{\overline{XY}}{\sigma_X \sigma_Y} = \pm 1,$

то предыдущее выражение перепишется в виде

$\sigma^2_{\xi} = a^2 \sigma^2_X + b^2 \sigma^2_Y \pm 2ab\sigma_X \sigma_Y = (a\sigma_X \pm b\sigma_Y)^2.$

Поскольку всегда можно выбрать числа a и b так, чтобы $a\sigma_X \pm b\sigma_Y = 0$ (например, если $\sigma_Y \neq 0$ , то берём произвольное a и $b = \mp\frac{\sigma_X}{\sigma_Y}\,a$ ), то при этих a и b дисперсия $\sigma^2_{\xi} = 0$ , и значит $\xi = aX + bY = 0$ почти наверное. Но это и означает линейную зависимость между X и Y. Доказательство очевидным образом обобщается на случай величин X и Y с ненулевыми средними, только в вышеприведённых выкладках надо будет X заменить на $X - \overline{X}$ , и Y в на $Y - \overline{Y}$ .

Если $X,Y$ независимые случайные величины, то $\R_{X,Y} = 0$ . Обратное в общем случае неверно.

[править] Корреляционный анализ

Корреляционный анализ в метод обработки статистических данных, с помощью которого измеряется теснота связи между двумя или более переменными. Корреляционный анализ тесно связан с регрессионным анализом (также часто встречается термин «корреляционно-регрессионный анализ», который является более общим статистическим понятием), с его помощью определяют необходимость включения тех или иных факторов в уравнение множественной регрессии, а также оценивают полученное уравнение регрессии на соответствие выявленным связям (используя коэффициент детерминации).^[1]^[2]

[править] Ограничения корреляционного анализа

Множество корреляционных полей. Распределения значений (x, y) с соответствующими коэффициентами корреляций для каждого из них. Коэффициент корреляции отражает «зашумлённость» линейной зависимости (верхняя строка), но не описывает наклон линейной зависимости (средняя строка), и совсем не подходит для описания сложных, нелинейных зависимостей (нижняя строка). Для распределения, показанного в центре рисунка, коэффициент корреляции не определен, так как дисперсия y равна нулю.

Применение возможно при наличии достаточного количества наблюдений для изучения. На практике считается, что число наблюдений должно быть не менее, чем в 5-6 раз превышать число факторов (также встречается рекомендация использовать пропорцию не менее, чем в 10 раз превышающую количество факторов). В случае, если число наблюдений превышает количество факторов в десятки раз, в действие вступает закон больших паллетных чисел, который обеспечивает взаимопогашение случайных колебаний.^[13]
Необходимо, чтобы совокупность значений всех факторных и результативного признаков подчинялась многомерному нормальному распределению. В случае, если объём совокупности недостаточен для проведения формального тестирования на нормальность распределения, то закон распределения определяется визуально на основе корреляционного поля. Если в расположении точек на этом поле наблюдается линейная тенденция, то можно предположить, что совокупность исходных данных подчиняется нормальному закону распределения.^[14].
Исходная совокупность значений должна быть качественно однородной.^[13]
Сам по себе факт корреляционной зависимости не даёт основания утверждать, что одна из переменных предшествует или является причиной изменений, или то, что переменные вообще причинно связаны между собой, а не наблюдается действие третьего фактора.^[5]

[править] Область применения

Данный метод обработки статистических данных весьма популярен в экономике и социальных науках (в частности в психологии и социологии), хотя сфера применения коэффициентов корреляции обширна: контроль качества промышленной продукции, металловедение, агрохимия, гидробиология, биометрия и прочие. В различных прикладных отраслях приняты разные границы интервалов для оценки тесноты и значимости связи.

Популярность метода обусловлена двумя моментами: коэффициенты корреляции относительно просты в подсчете, их применение не требует специальной математической подготовки. В сочетании с простотой интерпретации, простота применения коэффициента привела к его широкому распространению в сфере анализа статистических данных.

[править] См. также

[править] Примечания

в‘ ¹ ² ³ Шмойлова, 2002, с. 272
в‘ ¹ ² Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 232
в‘ Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 228
в‘ Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 228-229
в‘ ¹ ² Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 229
в‘ Суслов, Ибрагимов, Талышева, Цыплаков, 2005, с. 141
в‘ Гмурман, 2004, с. 176-177
в‘ ¹ ² ³ Гмурман, 2004, с. 177
в‘ Гмурман, 2004, с. 178-179
в‘ Шмойлова, 2002, с. 300
в‘ Гмурман, 2004, с. 179
в‘ Шмойлова, 2002, с. 301
в‘ ¹ ² Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 230
в‘ Шмойлова, 2002, с. 275

[править] Литература

Гмурман В.Е. Теория вероятностей и математическая статистика: Учебное пособие для вузов. в 10-е издание, стереотипное. в Москва: Высшая школа, 2004. в 479 с. в ISBN 5-06-004214-6
Елисеева И.И., Юзбашев М.М. Общая теория статистики: Учебник / Под ред. И.И. Елисеевой. в 4-е издание, переработанное и дополненное. в Москва: Финансы и Статистика, 2002. в 480 с. в ISBN 5-279-01956-9
Общая теория статистики: Учебник / Под ред. Р.А. Шмойловой. в 3-е издание, переработанное. в Москва: Финансы и Статистика, 2002. в 560 с. в ISBN 5-279-01951-8
Суслов В.И., Ибрагимов Н.М., Талышева Л.П., Цыплаков А.А. Эконометрия. в Новосибирск: СО РАН, 2005. в 744 с. в ISBN 5-7692-0755-8

[править] Ссылки

[.D0.A8.D0.BC.D0.BE.D0.B9.D0.BB.D0.BE.D0.B2.D0.B0.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94272-0] в‘ ¹ ² ³ Шмойлова, 2002, с. 272

[.D0.95.D0.BB.D0.B8.D1.81.D0.B5.D0.B5.D0.B2.D0.B0.2C_.D0.AE.D0.B7.D0.B1.D0.B0.D1.88.D0.B5.D0.B2.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94232-1] в‘ ¹ ² Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 232

[.D0.95.D0.BB.D0.B8.D1.81.D0.B5.D0.B5.D0.B2.D0.B0.2C_.D0.AE.D0.B7.D0.B1.D0.B0.D1.88.D0.B5.D0.B2.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94228-2] в‘ Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 228

[.D0.95.D0.BB.D0.B8.D1.81.D0.B5.D0.B5.D0.B2.D0.B0.2C_.D0.AE.D0.B7.D0.B1.D0.B0.D1.88.D0.B5.D0.B2.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94228-229-3] в‘ Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 228-229

[.D0.95.D0.BB.D0.B8.D1.81.D0.B5.D0.B5.D0.B2.D0.B0.2C_.D0.AE.D0.B7.D0.B1.D0.B0.D1.88.D0.B5.D0.B2.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94229-4] в‘ ¹ ² Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 229

[.D0.A1.D1.83.D1.81.D0.BB.D0.BE.D0.B2.2C_.D0.98.D0.B1.D1.80.D0.B0.D0.B3.D0.B8.D0.BC.D0.BE.D0.B2.2C_.D0.A2.D0.B0.D0.BB.D1.8B.D1.88.D0.B5.D0.B2.D0.B0.2C_.D0.A6.D1.8B.D0.BF.D0.BB.D0.B0.D0.BA.D0.BE.D0.B2.E2.80.942005.E2.80.94.E2.80.94141-5] в‘ Суслов, Ибрагимов, Талышева, Цыплаков, 2005, с. 141

[.D0.93.D0.BC.D1.83.D1.80.D0.BC.D0.B0.D0.BD.E2.80.942004.E2.80.94.E2.80.94176-177-6] в‘ Гмурман, 2004, с. 176-177

[.D0.93.D0.BC.D1.83.D1.80.D0.BC.D0.B0.D0.BD.E2.80.942004.E2.80.94.E2.80.94177-7] в‘ ¹ ² ³ Гмурман, 2004, с. 177

[.D0.93.D0.BC.D1.83.D1.80.D0.BC.D0.B0.D0.BD.E2.80.942004.E2.80.94.E2.80.94178-179-8] в‘ Гмурман, 2004, с. 178-179

[.D0.A8.D0.BC.D0.BE.D0.B9.D0.BB.D0.BE.D0.B2.D0.B0.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94300-9] в‘ Шмойлова, 2002, с. 300

[.D0.93.D0.BC.D1.83.D1.80.D0.BC.D0.B0.D0.BD.E2.80.942004.E2.80.94.E2.80.94179-10] в‘ Гмурман, 2004, с. 179

[.D0.A8.D0.BC.D0.BE.D0.B9.D0.BB.D0.BE.D0.B2.D0.B0.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94301-11] в‘ Шмойлова, 2002, с. 301

[.D0.95.D0.BB.D0.B8.D1.81.D0.B5.D0.B5.D0.B2.D0.B0.2C_.D0.AE.D0.B7.D0.B1.D0.B0.D1.88.D0.B5.D0.B2.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94230-12] в‘ ¹ ² Елисеева, Юзбашев, 2002, с. 230

[.D0.A8.D0.BC.D0.BE.D0.B9.D0.BB.D0.BE.D0.B2.D0.B0.E2.80.942002.E2.80.94.E2.80.94275-13] в‘ Шмойлова, 2002, с. 275

[1]

[2]

[3]

[4]

[5]

[6]

[7]

[8]

[9]

[10]

[11]

[12]

[13]

[14]

Корреляция

Содержание

[править] Корреляция и взаимосвязь величин

[править] Показатели корреляции

[править] Параметрические показатели корреляции

[править] Ковариация

[править] Линейный коэффициент корреляции

[править] Непараметрические показатели корреляции

[править] Коэффициент ранговой корреляции Кендалла

[править] Коэффициент ранговой корреляции Спирмена

[править] Коэффициент корреляции знаков Фехнера

[править] Коэффициент множественной ранговой корреляции (конкордации)

[править] Свойства коэффициента корреляции

[править] Корреляционный анализ

[править] Ограничения корреляционного анализа

[править] Область применения

[править] См. также

[править] Примечания

[править] Литература

[править] Ссылки

Личные инструменты

Пространства имён

Варианты

Просмотры

Действия

Поиск

Навигация

Участие

Печать/экспорт

Инструменты

На других языках