简单相关与简单回归.ppt

1、第九章 简单相关与简单回归 第一节 概念 复习：中学数学中的函数关系 自然界中：现象之间的关系 性状之间的关系 依变量和因变量之间的关系： 人的身高与年龄的关系 疫病的发生与消毒的关系 等等 这些关系在取得数据后可以进行量化、也可以用某 一个关系式来表示，这就是相关和回归 变量之间的关系有以下几种： 两个变量的关系： 与 简单相关（线性关系） 曲线相关（非线性关系） +多项式 多个变量的关系： 多元相关（线性关系） 与 （非线性关系） 典范相关 与 第二节 相关关系 一、相关系数的确定 对某一个样品，同时测量其两个指标（或性状）， 得到两个变量，一个记为 x，另一个记为 y 每一样品就有一对

2、x 和 y，共观测了 n 个样品，因 而记录了 n 对（ x， y） 将这 n 对（ x， y）在一个直角坐标系内描点，并观 察这些点的位置、排列和趋向 这些点排列得越整齐，表明这两个变量的关系越紧 密，即这两个指标的关系越密切 反之，则表示这两个指标的关系越松散 两个指标的这种关系及其性质可以用一个数值来表 示，这个数值就是相关系数 在已经描点的直角坐标系中找到这些点的中心位置 将直角坐标系平移到以 为新原点的位置上， 所有点的相对位置并没有变，但各个点的坐标值 变了，即由原来的 变为 并被新坐标系分到 4 个象限中 分布在 、 象限内的点其坐标乘积为 分布在 、 象限内的点其坐标乘积为 求

3、所有点的坐标乘积和 这一坐标乘积和将出现三种情况： 表示分布在 、 象限内的点多 表示分布在 、 象限内的点多 表示这些点在 4个象限内分布很 均匀 称为离均差乘积和，简称乘积和： SP 第一、二两种情况所得到的数值的绝对值越大，就表 示两个变量的关系越紧密 因此我们可以用乘积和的大小来表示两个变量关系的 性质和密切程度 但 x、 y 是有单位的，且变异程度也不同，每批资料 所得到的数值对子数也不等 因此，应对变量进行标准化，将其化成相对数，相乘 并相加后再行平均 对总体而言，我们可以得到： 对样本而言，就得到： 和 是纯量，无单位，可以用来表示不同总体和 样本两个变量的密切程度和性质 称为双

4、变量总体的相关系数 称为双变量样本的相关系数 样本的相关系数还可以这样写： 即分子为乘积和，或协方差 分母为两变量平方和的乘积平方根，或两个标准差 相关系数的性质和取值范围： 当大多数点在 、 象限时， 则 当大多数点在 、 象限时， 则 当所有的点：或全在 、 象限，或全在 、 象 限内，则这些点必排成一条直线，这时， 这就是函数关系，函数关系在生物界是不存在的 当这些点很均匀地分散于 4个象限时，我们有： 则 或 ，表示两变量不相关，称为零相关 零相关在生物界中也很少存在 的取值范围为 ， 的绝对值越大，表示两 变量的关系越紧密；反之， 的绝对值越小，则 表示两变量的关系越松散 在实际工作

5、中，我们总是以样本的相关系数 来估 计总体相关系数 ，因此， 也有以上这些性质 在生物学科中，许多变量的关系是不确定的，因此 用一个数量关系来表示两变量的关系就尤为重要 在讨论两变量的关系时，有两种情况需要考虑： 如果仅考虑两变量关系的性质及密切程度，而不考 虑两者的依从关系或因果关系，这两变量是平行 的，仅仅为了方便和人为的需要，将其中一个作 为 x，另一个作为 y，这样所得到的数学关系称为 相关模型 如果两变量的确有主从关系或因果关系，而我们也 希望知道两者的变化规律，这样的数学关系就称 为 回归模型 相关模型和回归模型两者关系紧密，但性质不同 这由两变量在不同的模型中所扮演的角色能看出来

6、 决定系数 的取值范围为 ，且均为正值，因此 不能表 示两变量的性质 的含义是：在变量 x 和 y 的总变异中，可以相互 用线性关系说明的部分在总变异中所占的比例 在很多情况下，用 来表示两变量的关系，有可能 会夸大相关的程度，而使用 则可以更真实地反 映两变量的关系 如当 时，才有 ，即变量 x 和 y 的 线性关系所占的比例才超过 50% 二、相关系数的计算 相关系数的实际使用公式为： （请推导 ） 例：测定某消毒药物的使用量 x（ ）和消毒 效果 y（以所饲养的实验鸡的健康率表示）两者 数据如下，试分析这两个变量的相关关系： x 30 35 40 45 50 55 60 y 73 78

7、87 88 93 94 96 首先计算一级数据： 三、相关系数的显著性检验 相关系数是否显著（即是否具有真实性），应对其 进行检验检验的假设是： 检验的方法是 t-test： 但我们可以由 t-公式反推出 的临界值 来： 已制成现成的 值表，因此只需将求得的 在相应 自由度下查表，与表中的 相比较即可 本例中， 否定 ，接受 ，即所得相关系数是极显著的 或：查附表 15，得 所得 是极显著的 所谓 显著或 极显著，就是说，有 95% 或 99% 的把握认为这一 是真实存在的，或这两个变量 间的确存在相关 如果 不显著，并不能简单地认为这两个变量间不 存在相关，因为可能还有其他原因 相关系数的分

8、等 完全相关： 零相关： 弱相关： 中等相关： 强相关： -1 -0.67 -0.33 0 0.33 0.67 1 四、相关系数的置信区间 在 的总体中， 的抽样分布并不服从 t-分布或 正态分布，因此在确定 的置信区间时应对 进 行 转换 然后根据 作关于 的 的置信区间 然后将这一置信区间反转换成 的置信区间 具体步骤如下： 将 转换成 ： 本例中： 求 的总体参数 及 ： 本例中： 的置信下、上限： 本例中： 的置信区间： 本例中： 将 的置信区间转换为 的置信区间： 本例中： 的置信区间： 本例中： 显然，相关系数的置信区间是偏态的 第三节 直线回归 简单相关说明两变量或两性状间是否存

9、在相关关系 及这种关系的密切程度和性质 当一个变量（或性状）是 因 ，而另一变量（或性状 ）是 果 ；或两变量间虽无因果关系，但一个变量 易测 ，而另一变量 难测 （或虽易测，但必须经过 破坏，或测定成本太高），而两变量间有较好的 相关性，我们希望通过对一个变量的测定来预测 另一变量，或通过因预测果 这种因果之间依存关系的研究就称为 回归分析 例如，前一例中消毒药物的使用量与消毒效果之间 显然，消毒药物的使用量（因， x）直接影响了消毒 效果（果， y） 第二例中鸡年产蛋量（因， x）直接影响了养鸡户的 纯利收入（果， y） 诸如此类的变量间的关系研究在科研工作中是很多 的 回归分析表现了两变

10、量间一种比较严格的从属关系 ，是用严格的函数关系将一种非确定性的关系确 定下来的过程 如果两变量间的变化规律呈大致的直线关系，就应 当将这条最佳直线找出来，并用一个回归方程来 描述这条直线，从而可以从一个变量 x 的变化来 预测另一个变量 y 的变化 一、直线回归方程的配合 X 与 y 的直线回归方程的一般形式为： 是 y 的估计值， 与实际的 y间会有一定的差异， 当 完全等于 y 时，就是普通数学中的函数关系 每一个 x 都会有一个相应的 x 为自变量，该直线回归方程的读法是： y 依 x 的直线回归 方程中， a 是直线在 y 轴上的截距， b 是回归系数 在数学中， b 即为斜率 即当

11、 x 每变化一个单位时，依变量 y 的平均变化量 因此， b 是有单位的，其单位是： 我们可以将（ x， y）在坐标系内作散点图，这些散 点越趋向一条直线，回归方程就越理想 但根据这些散点我们可以作出无数条直线，到底哪 一条直线是最好的？我们如何判断？ 判断直线好坏的标准是：这条直线与所有散点的距 离最近 即通过 x 所预测的 与实际的 y 的误差应比任何其 他直线的都来得小 因此，配合直线所使用的原则和方法是 最小二乘法 用最小二乘法所得到的回归直线满足如下两个条件： 称之为离差平方和 即用 估计 y 时的误差最小 对 Q 求 a、 b 的偏微分，并令之为 0： 整理之： 解之： 将所得 a

12、、 b 两值代入方程 ，即得一个能 满足上述两条件的回归方程 B 的符号取决于分子，因此 b 的符号与 r 的符号相 同 b0 时， x 增大， y 也增大，即两变量为正相关 b 2 = SHIFT S-SUM 1 = SHIFT S-SUM 3 = SHIFT S-VAR 1 = SHIFT S-VAR 3 = SHIFT S-VAR 1 = SHIFT S-VAR 3 = SHIFT S-VAR 1 = SHIFT S-VAR 2 = SHIFT S-VAR 3 = 如果输入一个 x， 希望得到一个 y 的估计值 ： x 如果输入一个 y， 希望得到一个 x 的估计值 ： y SHIFT

13、S-VAR 2 = SHIFT S-VAR 1 = 四、回归系数与相关系数的关系 即相关系数是标准化了的回归系数 同理，可得 两者相乘， 即 即为前面讨论过的决定系数，即相关系数是两个 方向相反的回归系数的几何平均值 相关系数和回归系数的区别和联系： 相关系数是一个纯量，没有单位； 回归系数是有单位的： 相关系数没有方向， 回归系数是有方向的： 为 y 对 x 的回归， 为 x 对 y 的回归 相关系数的分布范围为： 回归系数的分布范围为： 两者的关系： 五、直线回归的估计标准误 （一）总平方和的剖分 的建立，表示了 x 与 y 的关系及其变化规 律 每一个 y 都存在着变异，这一变异的大小可

14、用 y 的 离均差平方和 表示 又称为总平方和，即 结合每一个 x 的预测点 ， 可分为两部分： 其中 称为回归平方和，它是由 x 的变化所引起的 y 的变化 它反映了总变异中由于 x 与 y 的线性关系所引起的 y 的变化部分，可用 U 表示 称为离回归平方和，用 Q 表示，这是建立 直线回归方程的依据，这是实际观测值与预测值 之间的离差，是 x 对 y 线性关系以外的一切因素 对 y 变异的作用 因此， 回归平方和 U 和离回归平方和 Q 的大小可用来检验 回归效果的好坏 U 在总平方和中的比例（就是决定系数 ）越 大，说明由 x 预测 y 的准确性就越高 即 即总平方和可以剖分成两部分：

15、相关平方和 ， 和非相关平方和 （ 二）直线回归方程的估计标准误 表示了 x 对 y 线性影响之外的一切因 素对 y 变异的作用 因此， Q 越大，方程的预测效果就越差，即观测值 离回归直线愈远，因此可以用 Q 来估计直线回归 的标准误： 在上例中： 该例的回归直线估计标准误即为： 六、直线回归的假设检验 （一）直线回归关系或回归系数的 t-test 样本 是对总体 的估计 因此，应对 进行检验，检验该样本直线回 归来自无直线回归关系的总体的概率 当这一概率 p0.05 时，才能认为样本回归方程所 代表的总体的确存在着直线回归关系 这就是回归关系的假设检验 设立无效假设 回归系数 b 的标准误

16、 进行 t-test： 上例中： 即我们有 99% 的把握认为这一总体回归是存在的 显然，我们可以看出，对相关系数的检验和对回归 系数的检验两者是同步的 因此， r 显著， b 必显著；反之 b 显著， r 亦必显著 由于对 r 的检验只需查表即可，比较容易，因此只 需对 r 检验即完成检验工作 相关分析和回归分析的一般程序是： 首先作相关分析；对相关系数进行显著性检验；若 相关系数显著，进行回归分析 数据整理 相关分析 r显著？ no end yes 回归分析 （二）回归关系的方差分析 可分解成回归平方和 U 和离回归平方和 Q 也可分解成回归自由度 和离回归自由度 因此，可用方差分析来检验

17、线性回归关系的显著性 方差分析的公式是： 我们也可以写出相应的方差分析表 上例中， 由于方差分析的 F 值等于 t 的平方，因此，对回归 关系的方差分析等同于对回归系数的 t-test，而对 回归系数的 t-test 又等同于对相关系数的 t-test， 因此在实际操作中，只需对相关系数 r 进行显著 性检验就可以了 （三）回归系数的置信区间 遵循 的 t-分布，因此，总体 的 95%置信区间为： 上例中： 同理： 回归系数也可以写成 的形式 上例： 第四节 直线相关与直线回归分析的应用 和注意点 一、相关分析和回归分析的应用 1、 应用相关系数和回归分析能更全面地分析问题 2、 进行预测预报

18、 3、 进行间接估测 4、 校正 5、 回归分析与方差分析相结合进行协方差分析 二、应用相关系数和回归分析的注意事项 1、变量间是否存在相关，必须结合专业知识和实践 经验加以判断 2、两变量间的相关系数如不显著，不等于两变量间 无相关，仅说明线性关系不显著，因此必要时应 寻找其他类型的相关和回归，如非线性相关 3、相关系数显著，且同时存在 时才能将回 归方程用于预测预报 4、估计两变量间的相关时，必须将其余可能对这一 相关产生影响的变量严格地控制起来 5、样本量应尽可能大一些，样本量 n与变量数 m的 关系是： 6、自变量 x的取值范围应就可能大一些，以找到真正 的回归关系 7、回归直线不得任意外延 8、尽量避免一个变量中包含另一个变量，这样变量 中有可能包含自身相关的部分 相关分析和回归分析是一个十分有用的工具，但不是 万能的，因此使用相关分析和回归分析时应注意其 特殊性 (*) end 谢谢 骑 封 篙 尊 慈 榷 灶 琴 村 店 矣 垦 桂 乖 新 压 胚 奠 倘 擅 寞 侥 蚀 丽 鉴 晰 溶 廷 箩 侣 郎 虫 林 森 - 消 化 系 统 疾 病 的 症 状 体 征 与 检 查 林 森 - 消 化 系 统 疾 病 的 症 状 体 征 与 检 查