3.3. Коэффициент корреляции

Представим уравнение (3.12) в эквивалентном виде:

В этой системе величина

(3.17)

показывает, на сколько величин s_y изменится в среднем Y, когда X увеличится на одно s_x.

Величина r является показателем тесноты связи и называется выборочным коэффициентом корреляции (или просто коэффициентом корреляции).

Рис. 3.2

Если r > 0 (b₁ > 0), то корреляционная связь между переменными называется прямой, если, r < 0 (b₁ < 0) − обратной.

Учитывая (3.13):

(3.18)

Или (3.19)

(3.20)

Для практических расчетов наиболее удобна формула (3.20).

Свойства.

1. Коэффициент корреляции принимает значения на отрезке [−1;1], т. е. −1 < r <1.Чем ближе │r│к единице, тем теснее связь.

2. При r = ±1 корреляционная связь представляет линейную функциональную зависимость. При этом все наблюдаемые значения располагаются на прямой линии.

3. При r = 0 линейная корреляционная связь отсутствует. При этом линия регрессии параллельна оси Ох

Пример 3.2.

По данным табл. 3.1 вычислить коэффициент корреляции между переменными X и Y.

Решение. ;

По формуле (3.20)

т.е.связь между переменными тесная.

3.4. Основные положения регрессионного анализа. Оценка параметров парной регрессионной модели. Теорема Гаусса−Маркова

Рассмотрим линейный регрессионный анализ, для которого функции линейна относительно оцениваемых параметров:

(3.21)

Предположим, что для оценки параметров линейной функции регрессии (3.21) взята выборка, содержащая n пар значений переменных (x_i y_i), где i=1,2,..., п. В этом случае линейная парная регрессионная модель имеет вид:

(3.22)

Основные предпосылки регрессионного анализа.

1. В модели (3.22) возмущение _i (или зависимая переменная y_i) есть величина случайная, а объясняющая переменная x_i − величина неслучайная.

2. Математическое ожидание возмущения _i равно нулю:

(3.23)

(или математическое ожидание зависимой переменной y_i равно линейной функции регрессии: .

3. Дисперсия возмущения _i (или зависимой переменной у_i) постоянна для любого i:

(3.24)

(или ) − условие гомоскедастичности или равноизменчивости возмущения (зависимой переменной)).

4. Возмущения _i и _j (или переменные и y_j) не коррелированы:

(3.25)

5. Возмущение _i (или зависимая переменная y_i) есть нормально распределенная случайная величина.

Воздействие неучтенных случайных факторов и ошибок наблюдений в модели (3.22) определяется с помощью дисперсии возмущений (ошибок) или остаточной дисперсии . Несмещенной оценкой этой дисперсии является выборочная остаточная дисперсия

(3.26)

где − групповая средняя, найденная по уравнению регрессии;

− выборочная оценка возмущения _i или остаток регрессии.

Теорема Гаусса−Маркова. Если регрессионная модель (3.22) удовлетворяет предпосылкам 1−4, то оценки b₀ (3.11), b₁ (3.13) имеют наименьшую дисперсию в классе всех линейных несмещенных оценок

Таким образом, оценки b₀ и b₁в определенном смысле являются наиболее эффективными линейными оценками параметров β₀ и β₁

3.5. Интервальная оценка функции регрессии и ее параметров

Доверительный интервал для функции регрессии (условного математического ожидания).

(3.34)

t−распределение Стьюдента с k = п − 2 степенями свободы

. (3.33)

Доверительный интервал для индивидуальных значений зависимой переменной.

(3.36)

(3.35)

Доверительный интервал для параметров регрессионной модели.

. (3.38)

(3.39)

Пример 3.

По данным табл. 3.1: 1) оценить сменную среднюю добычу угля на одного рабочего для шахт с мощностью пласта 8 м;

2. найти 95%-ные доверительные интервалы для индивидуального и среднего значений сменной добычи угля на 1 рабочего для таких же шахт;

3. найти с надежностью 0,95 интервальные оценки коэффициента регрессии β₁ и дисперсии σ².

Решение. Уравнение регрессии Y по X (пример 3.1): .

1. Оценим условное математическое ожидание M_x=8(Y).

(т).

Составим таблицу (табл. 3.2) с учетом того, что (м), а значения определяются по полученному уравнению регрессии.

Таблица 3.2

Xi	8	11	12	9	8	8	9	9	8	12	∑
	1,96	2,56	6,76	0,16	1,96	1,96	0,16	0,16	1,96	6,76	24,40
	5.38	8.43	9,44	6,39	5.38	5,38	6,39	6,39	5,38	9,44	−
	0.14	2,48	0,31	0,37	0,14	0,39	0,15	1,94	0,39	2,08	8,39

по (3.26): ,

по (3.33)

и (т)

По табл. Стьюдента (приложений) .

по (3.34) искомый доверительный интервал

,

или (т)

Итак, средняя сменная добыча угля на одного рабочего для шахт с мощностью пласта 8 м с надежностью 0,95 находится в пределах от 4,38 до 6,38 т.

2. доверительный интервал для индивидуального значения .

по (3.35):

и (т)

по (3.36):

и

Таким образом, индивидуальная сменная добыча угля на одного рабочего для шахт с мощностью пласта 8 м с надежностью 0,95 находится в пределах от 2,81 до 7,95 т.

3. Найдем 95%-ный доверительный интервал для параметра. По (3.38)

или 0,537 ≤ β₁ ≤ 1,495 , т. е. с надежностью 0,95 при изменении мощности пласта X на 1 м суточная выработка Y будет изменяться на величину, заключенную в интервале от 0,537 до 1,495 (т).

Найдем 95%-ный доверительный интервал для параметра σ².

Учитывая, что = 1−0,95=0,05, найдем по таблице III приложений

формуле (3.39)

или , и .

Таким образом, с надежностью 0,95 дисперсия возмущений заключена в пределах от 0,598 до 4,81, а их стандартное отклонение − от 0,773 до 2,19 (т).

Множественный регрессионный анализ