Девятко И. Ф. Методы социологического исследования. Екатеринбург, Изд-во Урал, ун-та, 1998. 208 с. Девятко И. Ф. Методы социологического исследования. Екатеринбург. Социологического исследования екатеринбург Издательство Уральского университета

• Название: Социологического исследования екатеринбург Издательство Уральского университета
• Анкор: Девятко И. Ф. Методы социологического исследования. Екатеринбург, Изд-во Урал, ун-та, 1998. 208 с.doc
• Дата: 27.05.2017
• Размер: 1.7 Mb.
• Имя файла: Девятко И. Ф. Методы социологического исследования. Екатеринбург.doc
• Тип: Книга; #8072
• Категория: Социология. Политология
• страница: 26 из 28

Корреляция, частная корреляция, регрессия

При анализе связи между переменными, измеренными на интервальном уров­не, часто используют графическое представление такой связи, называемое ди­аграммой рассеивания. На диаграмме рассеивания каждое наблюдение, т. е. каждый «случай», изображается точкой в двухмерной системе координат. Значение независимой переменной для данного наблюдения определяет поло­жение соответствующей точки относительно оси X, а значение зависимой пере­менной задает вторую координату точки — по оси Y. Иными словами, перпен­дикуляр, опущенный из точки-«случая» на ось X, соответствует измеренному уровню независимой переменной, тогда как перпендикуляр, опущенный на ось Y, будет точно соответствовать наблюдавшемуся уровню зависимой переменной.

Пусть, например, мы располагаем данными о бюджетах 10 партий и о числе полученных этими партиями мест в парламенте. Исходя из гипотезы о влиянии размера партийного бюджета (X) на полученное в результате выборов число депутатских мандатов (Y), мы можем построить диаграмму рассеивания, по­добную изображенной на рисунке 21.

Рис. 21. Диаграмма рассеивания, отражающая связь величины партийного бюджета в млн. руб. (X) с количеством

мест в парламенте (Y) для 10 политических партий
Каждая точка на рисунке соответствует одной из десяти партий. Невзирая на некоторые «аномальные» случаи, подобные обведенным кружками, диаграмма довольно ясно показывает, что всякое приращение в размерах партийной кассы (сдвиг вправо по оси Х) влечет за собой увеличение парламентского представи­тельства (сдвиг вверх по оси ординат). Между переменными Xи Y существует линейное отношение: если одна переменная возрастает по величине, то это же происходит и с другой. Помимо указания на природу отношения двух перемен­ных, диаграмма на рисунке 21 позволяет также сделать некоторые предположе­ния об интенсивности, силе этого отношения. Очевидно, что чем более ком­пактно, «скученно» располагаются точки-наблюдения вокруг пунктирной пря­мой линии (описывающей идеальное линейное отношение X и Y), тем сильнее зависимость. На рисунке 22 приведены еще три диаграммы рассеивания.

Рис. 22. Диаграммы рассеивания для гипотетических данных
Очевидно, что на рисунке 22а какая-либо связь между Xи Y попросту отсут­ствует. На рисунке 226 воображаемая прямая линия (отмечена пунктиром) пе­ресекла бы диаграмму сверху вниз, из левого верхнего в правый нижний угол. Иными словами, линейная связь в этом случае имеет обратное направление: чем больше X, тем меньше зависимая переменная Y. Заметим также, что «куч­ность» расположения точек вдоль воображаемой прямой на рисунке 226 не очень велика, а значит и связь (корреляция) между переменными не только обратная, отрицательная, но еще и не очень сильная, умеренная. Наконец, на рисунке 22в зависимую и независимую переменную связывает явно нелинейное отноше­ние: воображаемый график нисколько не похож на прямую линию и напомина­ет скорее параболу¹. Отметим, что методы анализа, о которых сейчас пойдет речь, не годятся для этого нелинейного случая, так как обычная формула для подсчета коэффициента корреляции даст нулевое значение, хотя связь между переменными существует.

Существует обобщенный показатель, позволяющий оценить, насколько связь между переменными приближается к линейному функциональному отношению, которое на диаграмме рассеивания выглядит как прямая линия. Это коэффици­ент корреляции, измеряющий тесноту связи между переменными, т. е. их тен­денцию изменяться совместно. Как и в рассмотренных выше мерах связи каче­ственных признаков, коэффициент корреляции позволяет оценить возможность предсказания значений зависимой переменной по значениям независимой. Об­щая формула для вычисления коэффициента корреляции Пирсона включает в себя величину ковариации значений Xи Y. Эта величина (S_xy) характеризует со­вместное изменение значений двух переменных. Она задается как сумма произведений отклонений наблюдаемых значений Xи Y от средних соответственно, т. е. деленная на количество наблюдений. Чтобы понять «физический смысл» ковариации, достаточно обратить внимание на следующее свойство: если для какого-то объекта iв выборке оба значения _i и_i  окажутся высокими, то и произведение на будет большим и положительным. Если оба значения (по Х и по Y) низки, то произведение двух отклонений, т.е. двух отрицательных чисел, также будет положительным. Таким образом, если линейная связь Х и Y положительная и велика, сумма таких произведений для всех наблюдений также будет положительна. Если связь межу Х и Y обратная, то многим положительным отклонениям по Х будет соответствовать отрицательные отклонения по Y, т.е. сумма отрицательных произведений отклонений будет отрицательной.

Наконец, при отсутствии систематической связи произведения будут иногда положительными, иногда отрицательными, а их сумма (и, следовательно, ковариация Х и Y) будет, в пределе, равная нулю. Таким образом, ковариация показывает величину и направление связи, совместного изменения Х и Y. Если разделить ковариацию S_xy на стандартные отклонения Sx и Sy (чтобы избавиться от влияния масштаба шкал, в которых измеряются Х и Y ), то мы получим искомую форму коэффициента корреляции Пирсона (r_xy):


Более удобная для практических вычислений расчетная формула выглядит так:

Несмотря на несколько устрашающий вид, расчетная формула очень проста. Для «ручного» вычисления r_хувам понадобятся лишь пять величин: суммы значений по Х и Y суммы квадратов значений по XиY суммы произведений Х иY по всем объектам-«случаям» . В таблице 8. 11 приведены данные о максимальных дневных и ночных темпе­ратурах, зарегистрированных в 10 городах¹.

Просуммировав значения в столбцах, мы получим и Возведя каждое из значений X и Y в квадрат и просуммировав, мы найдем, что и Сумма попарных произведений X_i и Y_i. составит 4359. Вы можете самостоятельно убедиться в том, что подстановка всех значений в расчетную формулу даст (надеюсь) величину r_xy = 0,91. Иными словами, корреляция между дневными и ночными температурами воздуха очень высока, но все же отлична от 1,0 (коэффициент корреляции может меняться в пределах от 1,0 до +1,0). Это отличие, вероятно, объясняется влиянием других факторов (продолжительность дня и ночи, облачность, географическое положение и т. п.). Судя по полученной величине корреляции, знание дневных тем­ператур позволяет предсказывать ночные температуры с очень высокой точно­стью, но не безошибочно.

Величина, которая равна квадрату коэффициента корреляции Пирсона, т. е. r², имеет ряд интересных статистических свойств. Отметим сейчас, что r²являет­ся ПУО-мерой связи, подобной обсуждавшимся выше. Мож­но показать, что она характеризует ту долю дисперсии значений Y, которая объяс­няется наличием корреляции между Х иY. (Естественно, величина r² будет все­гда положительной и не может превзойти по абсолютной величине коэффициент корреляции)¹. Та часть разброса в значениях Y, которая не может быть пред­сказана по значениям X,— это дисперсия ошибки нашего прогноза, т. е. 1  r². Необъясненный разброс в значениях Y присутствует в том случае, когда при равных уровнях X (ср., например, дневные температуры в Варшаве и Бонне из таблицы 8.11) сохраняются различия в значениях Y.

Таблица 8.11

Максимальные дневные и ночные температуры воздуха в некоторых городах

Город	Дневная температура воздуха (X)	Ночная температура воздуха (Y)
Лондон	16	11
Париж	21	12
Стокгольм	20	12
Варшава	25	14
Бонн	25	16
Рим	36	23
Тель-Авив	31	23
Анкара	32	15
Каир	36	22
Москва	16	8
N=10

Коэффициент корреляции позволяет оценить степень связи между переменны­ми. Однако этого недостаточно для того, чтобы непосредственно преобразовы­вать информацию, относящуюся к одной переменной, в оценки другой пере­менной. Допустим, мы выяснили, что коэффициент корреляции между пере­менными «величина партийного бюджета» и «число мест в парламенте» равен 0,8. Можем ли мы теперь предсказать, сколько мест в парламенте полу­чит партия, годовой бюджет которой равен 100 млн. рублей? Похоже, что знание величины коэффициента корреляции нам здесь не поможет. Однако мы можем вспомнить, что коэффициент корреляции — это еще и оценка соответствия раз­броса наших наблюдений той идеальной модели линейного функционального отношения, которое на рассмотренных выше диаграммах рассеивания (см. рис. 21—22) представлено пунктирными прямыми. Эти линии называют линиями регрессии.

Если бы все наблюдения аккуратно «укладывались» на линию регрессии, то для предсказания значения зависимой переменной достаточно было бы восстановить перпендикуляр к оси Y из той точки прямой, которая соответствует известному значению X.

На рисунке 23 показано, как можно было бы графически определить ожидае­мые значения Yдля гипотетического примера с партийной кассой и местами в парламенте. (Разумеется, найти искомое значение Yможно и без линейки, с помощью вычислений, если известен угол наклона регрессионной прямой и точка пересечения с осью ординат).
Р
ис. 23. Предсказание значения Y по значению Х для гипотетических данных
Как говорилось выше, линия регрессии не обязательно должна быть прямой, но мы ограничимся рассмотрением самого простого случая линейной зависимо­сти (нелинейные связи во многих случаях также могут быть приближенно опи­саны линейными отношениями).

Существуют специальные статистические процедуры, которые позволяют най­ти регрессионную прямую, максимально соответствующую реальным данным. Регрессионный анализ, таким образом, дает возможность предсказывать зна­чения Y по значениям X с минимальным количеством ошибок. В общем виде уравнение, описывающее прямую линию регрессии Y по X, выглядит так:



где — то предсказываемое значение по переменной Y (в только что рассмот­ренном примере — количество мест в парламенте), а — это точка, в которой прямая пересекает ось Y (т. е. значение Y для случая, когда Х = 0), и b — коэффи­циент регрессии, т. е. наклон прямой. Часто удобно измерять обе переменные не в «сырых» шкалах, а в единицах отклонения от среднего. Процедура стан­дартизации, т. е. перевода исходной шкалы в стандартные Z-оценки, вам уже известна. Преимущество использования стандартизированных пе­ременных в регрессионном анализе заключается в том, что линия регрессии в этом случае проходит через начало координат. Стандартизованный коэффици­ент регрессии (наклон прямой) обозначают обычно греческой буквой  (либо лат. b*). Правда, в отличие от b-коэффициента,  не позволяет прямо заклю­чить, на какое количество исходных единиц возрастет Y при увеличении Xна одну единицу (например, насколько увеличится число депутатских мандатов при увеличении бюджета на 1 млн. рублей или насколько увеличивается зара­ботная плата при увеличении стажа работы на один год). С другой стороны,  позволяет сопоставить влияние на независимую переменную контрольных переменных, измеренных в разных шкалах.

Социологи обычно осуществляют регрессионный анализ, используя возмож­ности распространенных прикладных пакетов компьютерных программ (напри­мер, SPSS). В этом случае для нахождения линии регрессии, лучше всего соот­ветствующей данной выборке наблюдений, которая представлена точками на диаграмме рассеивания, используют метод минимизации взвешенной суммы квадратов расстояний между этими точками и искомой прямой¹.

Хотя здесь не место для обсуждения статистических деталей, мы все же сдела­ем несколько замечаний, относящихся к осмысленному (или бессмысленному) использованию техники линейной регрессии.

Во-первых, как и в ранее обсуждавшихся примерах анализа связи, наличие ко­ординации, согласованности в изменениях двух переменных еще не доказыва­ет, что обнаруженное отношение носит собственно каузальный характер. Про­верка альтернативных причинных моделей, иначе объясняющих эмпирическую сопряженность переменных-признаков, может основываться только на содер­жательных теоретических представлениях.

Далее, нужно помнить о том, что регрессионные коэффициенты в общем слу­чае асимметричны. Если мы решим, что это Y, а не Xявляется независимой переменной, то вполне можем рассчитать другую по величине пару коэффици­ентов — а_хуи b_ху. (Заметьте, что порядок букв в подстрочном индексе значим: первой всегда идет предсказываемая переменная, а второй — предсказываю­щая.) Разумеется, при выборе кандидатов в зависимые и независимые перемен­ные также важны не статистические, а содержательные соображения.

Если вернуться к затронутой выше взаимосвязи между линейной регрессией и корреляцией, то здесь мы можем сделать следующие дополнения. Пусть все точ­ки-наблюдения аккуратно размещены на регрессионной прямой. Перед нами почти невероятный случай абсолютной линейной зависимости. Зная, например, что коэффициент b(нестандартизованный) равен 313, мы можем утверждать, что именно такова величина воздействия переменной Xна зависимую перемен­ную Y. Кроме того, мы можем точно сказать, что единичная прибавка в величи­не Xвызовет увеличение Yна ту же величину, 313 (если, допустим, X — стаж работы, а Y — зарплата, то с увеличением стажа на год зарплата растет на 313 рублей). В этом случае коэффициент корреляции будет равен в точности 1,0, что свидетельствует о сильном, «абсолютном», характере связи переменных. Различие между предсказанными и наблюдаемыми значениями в этом случае отсутствует. Корреляция как мера точности прогноза показывает, что ошибок предсказания просто нет.

В действительности, однако, из-за влияния других переменных и случайной выборочной ошибки точки-наблюдения обычно лежат выше или ниже прямой, которая, как говорилось, является лишь наилучшим приближением реальных данных. Коэффициент корреляции Пирсона r и величина r² по-прежнему слу­жат оценкой точности прогноза, основанного на линии регрессии. Вполне воз­можны ситуации, когда коэффициент регрессии очень велик, воздействие Xна Yпросто громадно, но корреляция низка и, следовательно, точность прогноза невелика. Нет ничего необычного и в обратной ситуации: воздействие Xна Yотносительно мало, а коэффициент корреляции и объясненная дисперсия очень велики. Посмотрев на приведенные выше диаграммы рассеивания, можно лег­ко уяснить себе смысл отношения между корреляцией и регрессией: первая имеет прямое отношение к «разбросанности» точек наблюдения (чем выше «разбро­санность», тем ниже r²и ненадежнее прогноз), тогда как коэффициент регрес­сии описывает наклон, «крутизну» линии. Однако существующее здесь разли­чие не стоит и преувеличивать: регрессионный коэффициент (наклон прямой) для стандартизованных данных в точности равен коэффициенту корреляции Пирсона r¹.

Предположим, что исследователь изучает зависимость между образованием матери (X) и образованием детей (Y). Обе переменные измерены как количе­ство лет, затраченных на получение образования. Найдя достаточно высокую корреляцию между Xи Y — скажем, равную 0,71, — он также находит коэффи­циенты регрессии а и bи устанавливает, что r² (называемый также коэффици­ентом детерминации) в данном случае приближенно равен 0,5. Это значит, что доля вариации в значениях переменной Y(образование детей), объясненная воздействием переменной-предиктора X(материнское образование), составля­ет около 50% общей дисперсии предсказываемой переменной. Коэффициент корреляции между переменными достаточно велик и статистически значим даже для не очень большой выборки. Следовательно, обнаруженная взаимосвязь пе­ременных не может быть объяснена случайными погрешностями выборки. В пользу предложенной исследователем причинной гипотезы говорит и то обстоятельство, что альтернативная гипотеза — образование детей влияет на об­разовательный статус родителей — крайне неправдоподобна и может быть от­вергнута на основании содержательных представлений о временной упорядо­ченности событий. Однако все еще не исключены те возможности, которые мы обсуждали в параграфе, посвященном методу уточнения. Иными словами, нам следует считаться с вероятностью того, что какая-то другая переменная (или несколько переменных) определяют и образование родителей и образование детей (например, финансовые возможности либо интеллект). Чтобы проверить такую конкурирующую гипотезу, следует рассчитать так называемую частную корреляцию. Логика расчета частной корреляции совпадает с логикой построе­ния частных таблиц сопряженности при использовании метода уточнения. По­строить частные таблицы сопряженности для различных уровней контрольной переменной в случае, когда переменные измерены на интервальном уровне, — это практически неразрешимая задача. Чтобы убедиться в этом, достаточно подсчитать, каким должно быть количество таблиц уже при десяти-двенадцати категориях каждой переменной. Расчет коэффициента частной корреляции — это простейшее средство уточнения исходной причинной модели при введении дополнительной переменной. Интерпретация коэффициента частной корреля­ции не отличается от интерпретации частных таблиц сопряженности: частной корреляцией называют корреляцию между двумя переменными, когда статис­тически контролируется, или «поддерживается на постоянном уровне», тре­тья переменная (набор переменных).

Если, предположим, при изучении корреляции между образованием и доходом нам понадобится «вычесть» из полученной величины эффект интеллекта, пред­положительно влияющего и на образование, и на доход, достаточно воспользо­ваться процедурой вычисления частной корреляции. Полученная величина бу­дет свидетельствовать о чистом влиянии образования на доход, из которого «выч­тена» линейная зависимость образования от интеллекта.

Мюллер и соавторы¹ приводят интересный пример использования коэффици­ента частной корреляции. В исследовании П. Риттербэнда и Р. Силберстайна изучались студенческие беспорядки 1968—1969 гг. Одна из гипотез заключа­лась в том, что число нарушений дисциплины и демонстраций протеста в стар­ших классах учебных заведений связано с различиями показателей академи­ческой успеваемости учащихся. Корреляция между частотой «политических» беспорядков и средней успеваемостью оказалась отрицательной (хуже успева­емость — больше беспорядков) и статистически значимой (r = 0,36). Однако еще более высокой была корреляция между частотой беспорядков и долей чер­нокожих учащихся (r = 0,54). Исследователи решили проверить, сохранится ли связь между беспорядками и успеваемостью, если статистически проконтроли­ровать влияние расового состава учащихся. Коэффициент частной корреляции частоты беспорядков и успеваемости при контроле расового состава учащихся оказался равным нулю. Исходная корреляция между беспорядками и успевае­мостью в данном случае может быть описана причинной моделью «ложной взаимосвязи» (см. рис. 19): наблюдаемые значения этих двух переменных скоррелированы лишь потому, что обе они зависят от третьей переменной — доли чернокожих в общем количестве учащихся. Чернокожие студенты, как замети­ли исследователи, оказались восприимчивее к предложенным самыми актив­ными «политиканами» образцам участия в политических беспорядках. Кроме того, их успеваемость, помимо всяких политических событий, была устойчиво ниже, чем средняя успеваемость белых.

Коэффициент частной корреляции между переменными Xи Y при контроле дополнительной переменной Z (т. е. при поддержании Z «на постоянном уров­не») обозначают как r_хy.z. Для его вычисления достаточно знать величины на­блюдаемых попарных корреляций между переменными X, Y и Z (n. e. простых корреляций —r_xy , r_yz , r_xz):


Как всякая выборочная статистика, коэффициент корреляции подвержен выбо­рочному разбросу. Существует некоторая вероятность того, что для данной выборки будет получено ненулевое значение коэффициента корреляции, тогда как истинное его значение для генеральной совокупности равно нулю. Иными сло­вами, существует задача оценки значимости полученных значений корреляций и коэффициентов регрессии, относящаяся к области теории статистического вывода. Описание соответствующих статистических методов выходит за рамки этой книги, поэтому мы рассмотрим лишь самые общие принципы, позволяю­щие решать описанную задачу в простых случаях и интерпретировать соответствующие показатели при использовании стандартных компьютерных программ.

Прежде всего вероятностная оценка коэффициента корреляции подразумевает оценку отношения к его случайной ошибке. Удобная, хотя и не вполне надежная формула для вычисления ошибки коэффициента корреляции (m_r) выглядит так¹:



Всегда полезно вычислить отношение полученной величины r к его ошибке (т. е. r/т_r). В использовавшемся нами примере данных о погоде коэффициент корреляции оказался равен 0,91, а его выборочная ошибка составляет:



Отношение rк т_rобозначаемое как t, составит Разумеется, коэффициент, превосходящий свою случайную ошибку почти в 16 раз, может быть признан значимым даже без построения доверительных интервалов.

Когда значение rне столь близко к единице и выборка невелика, нужно все же проверить статистическую гипотезу о равенстве rнулю в генеральной совокупности. Для этого нужно определить tпо формуле:


где t — это величина так называемого t-критерия Стьюдента (см. также главу 4), r — выборочный коэффициент корреляции, п — объем выборки. Для установления значимости вычисленной величины t-критерия пользуются табли­цами t-распределения для (n  2) степеней свободы (см. табл. 4.1). Во многих пособиях по статистике можно найти и готовые таблицы критических значений коэффициента корреляции rдля данного уровня значимости . В этом случае отпадает необходимость в каких-либо вычислениях t: достаточно сравнить полученную величину коэффициента корреляции с табличным значением¹. (Например, величина коэффициента корреляции r= 0,55 будет существенной на уровне значимости р = 0,01 даже для выборки объемом 105, так как критическое значение составляет 0,254.)