ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 299
Скачиваний: 1
или тѵ= |
2 |
У у — у2 (2 — II2 — г2) причем на малых выборках п |
||
берется |
|
~ |
’ |
y ^ |
|
числом степеней свободы. |
Критерием достоверности показателя у служит его отношение
Y
к своей ошибке — ty = — . При /7 < 3 корреляция между приз-
тѵ
наками оценивается практически прямолинейной. В более ответ ственных случаях оценки за прямолинейную принимают корреля цию при /7 <2,5.
Найдем величину этого показателя для корреляции между весом коров горбатовской породы и их годовым удоем: у = 0,582— —0,5272 = 0,3364—0,2777 = 0,0587.
тѵ = |
2 У0,0587 — (0,0587)2 X (2 — 0,3364 - 0,2777) |
|
|
уню |
|
|
2У0.076 = 0,0552, |
|
|
ПГ~ |
|
откуда |
0,0587 |
,1 . |
1 |
||
|
0,0552 |
|
Это значит, что связь между удоем и весом коров практиче ски можно считать линейной.
Другой результат получается при оценке связи между весом самок павианов-гамадрилов и возрастом, в котором у них насту пает первый половой цикл. Корреляционное отношение веса по возрасту %/ж= 0,85, а г = 0,25. Отсюда у = 0,852—0,252 = 0,7225— —0,0625=0,66. Ошибка этого показателя —
ту = 2 У0,66 — (0,66)2 X |
(2 - |
0,7225 — 0,0625): У20 - |
2 = |
||
|
|
2 У0,27 |
0,245, |
|
|
|
|
~4^24~ |
|
||
|
|
|
|
||
откуда |
|
t, = |
в0,66 = 2,7 > 2,5. |
|
|
По таблице |
Стьюдента |
(табл. V приложений) для |
Р = 0,05 и |
||
&= 20—2=18 |
находим ^ |
= 2,10. |
Видно, что t0 > tst, следователь |
но, имеются основания считать зависимость между этими призна ками заметно отклоняющейся от прямолинейной.
214
КОРРЕЛЯЦИЯ МЕЖДУ КАЧЕСТВЕННЫМИ ПРИЗНАКАМИ
Когда признаки не поддаются измерению и не распределяют ся в вариационный ряд, корреляция между ними устанавливает ся по наличию одного или нескольких признаков в зависимости от наличия других альтернативных признаков, учитываемых в эксперименте.
Коэффициент ассоциации
Если учитываемые признаки группируются в четырехклеточ ную корреляционную решетку, степень сопряженности между ними измеряется с помощью коэффициента ассоциации Дж. Юла, называемого также тетрахоричеоким показателем связи (Плохинский, 1960) и обозначаемого символа га. Он вычисляется по фор муле
ad — be
(П5)
У (а + Ь) (с + d) (а + с) (b + d)
где а, Ь, с и d — численности альтернативных признаков, распо ложенные в клетках корреляционной таблицы.
Например, от скрещивания серого самца плодовой мушкидрозофилы, имевшего нормальные крылья, с черной самкой того же вида, у которой были рудиментарные крылья, все потомство первого поколения оказалось одинаковым (нормальным). При скрещивании же гибридной самки первого поколения с черным самцом, имевшим рудиментарные крылья, в потомстве оказались мухи:
серые с нормальными крыльями................................................... |
75 |
||
серые с зачатками кр ы л ьев ........................................................... |
16 |
||
черные |
с нормальными |
крыльями............................................... |
14 |
черные |
с зачатковыми |
крыльями............................................... |
68 |
Необходимо выяснить, существует ли связь между черной ок раской тела и рудиментами крыльев у дрозофилы. Для решения этой задачи полученные в опыте данные группируем в четырех польную таблицу (табл. 72).
|
|
Т а б л и ц а 72 |
Нормальные крылья |
Зачаточные |
Сумма (пх ) |
крылья |
Серая окраска тела . .
& II |
От |
б = іб |
а + b = 91 |
Черная |
окраска тела |
с — 14 |
d = 68 |
с + d = 82 |
Сумма |
(пѵ) ................ |
а + с = 89 |
Ь + d = 84 |
п = 173 |
215
Пользуясь этой таблицей, подставляем в формулу Юла соответ ствующие значения и находим величину коэффициента ассоциа ции:
га = |
7 5 X 6 8 - |
14X 16 |
5 1 0 0 - 224 |
4876 |
■ - |
--------- = |
..—_ = -------= 0,65. |
||
|
1/89X84 X91 X 82 |
У55785912 |
7469 |
Коэффициент ассоциации выражается в долях единицы, как и пирсоновский коэффициент корреляции, его величина изменяет ся в пределах от нуля до единицы. Чем сильнее связь между признаками, тем выше и коэффициент ассоциации. В данном слу чае зависимость между окраской тела и развитием крыльев у дрозофилы налицо; она оказалась довольно заметной.
Достоверность выборочного коэффициента ассоциации оцени
вается по его отношению |
к средней ошибке, |
определяемой по |
||
сЬопмѵле |
1 - г 2 |
n |
|
1 — 0,652 ПЛ |
гпг — -----— |
• В данном случае тг = |
---- = 0,04, |
||
ѵ F J |
фп |
|
|
У173 |
откуда t = |
— = 16 25 > |
3 • Еще проще оценка коэффициента |
||
|
0,04 |
|
|
|
ассоциации по табл. XV приложений. Нулевая гипотеза заключа ется в предположении, что связь между учитываемыми альтер
нативными признаками отсутствует. Если величина г У п —1 превосходит указанное в таблице критическое значение для при нятого уровня вероятности, нулевая гипотеза отвергается. Так, в
данном случае г У п — 1=0,65 V 173—1=8,52. Эта величина зна чительно превышает критическое значение — 3,291, указанное в табл. XV для Р —0,999 и п>100.
Между коэффициентом ассоциации Юла и критерием хи-квад- рат Пирсона существует следующая зависимость:
|
Га = Ух2/«, |
(116); |
|
откуда |
у2 _ п г 2 Также известно, что |
|
|
|
n(ad — cb) 2 |
(см. выше ф. 89). |
|
^ |
(а Т~ Ь) (с -(- d) (а -р с) (b + d) |
||
|
Эти формулы позволяют рассчитать коэффициент ассоциации и оценить его по величине критерия хи-квадрат. Если х<У^ЪГу для принятого порога доверительной вероятности (Р) и числа степеней свободы k= \ коэффициент ассоциации является досто верным. Так, для данного примера
|
173(75X 68— 14 X 16)2 |
173Х48762 |
1 |
89X 84 X91 X 82 |
55785912 |
216
откуда |
|
73 1 |
|
У Т7у = І 0 Ж = 0,65. |
|
По табл. VIII приложений для /г=1 и Д = 0,01 находим % s t 2 |
= 5,6. |
Так как % 2 = 73,1>х«г2 = 6,6, достоверность вычисленного |
коэф |
фициента ассоциации не вызывает сомнений. |
|
Одним из условий правильного применения коэффициента ас социации является требование, чтобы ни одна из теоретических частот четырехклеточной корреляционной таблицы не была бы меньше 5 (Снедекор, 1961). Напомним, что теоретические часто-
ты (р'ху) определяются по формуле |
tl |
fl |
_ Например, |
|
р'ху — ■ |
ѵ |
|||
|
|
|
п |
|
для четвертой |
клетки табл. 72 |
теоретическая |
частота d' = |
|
84X 82 |
|
|
|
|
= - Ц з - = 4 |
0 ,,І' д' |
|
|
|
При установлении сопряженности между признаками на матери але генеральной совокупности указанное требование можно не соблюдать.
Смотря по объему и качеству выборки, коэффициент ассоциа ции, вычисляемый по формуле 115, может оказаться несколько завышенным. Поэтому более точные результаты получаются при определении этого показателя по следующей исправленной фор муле:
(ab — be) — 1/ 2п
y(a + b)(c + d)(a + c)(ö + d) ' |
(115а) |
Для нашего примера коэффициент ассоциации, рассчитанный по этой формуле, оказывается равным:
|
4876— 173/2 |
4789,5 |
Га~~ |
7469 |
— 7469 ~ ’ L |
Коэффициент взаимной сопряженности
Когда необходимо измерить корреляционную зависимость между несколькими качественными признаками, группируемыми в многоклеточные таблицы, используется коэффициент взаимной сопряженности (К), называемый также полихорическим показа телем связи (Плохинский, 1960). Он определяется по следующей формуле:
К = У ~ . |
(117) |
Г у/г
217
/