|
|
|
Calcular la covariància de les variables Estatura i Pes de l’exemple 3.2
edat | A | P | carnet | ||
1 |
D |
22 |
162 |
63 |
N |
2 |
D |
24 |
174 |
64 |
N |
3 |
H |
23 |
179 |
73 |
S |
4 |
D |
25 |
166 |
76 |
S |
5 |
H |
22 |
181 |
89 |
N |
6 |
H |
23 |
170 |
72 |
S |
7 |
D |
22 |
172 |
68 |
N |
8 |
H |
23 |
168 |
70 |
S |
9 |
H |
23 |
175 |
81 |
N |
10 |
D |
24 |
170 |
69 |
N |
Per tal de procedir al càlcul de la covariància sxy entre les variables Estatura i Pes, reprenem la taula de freqüències (en aquest cas relatives) i l’anirem desenvolupant en la mesura de les necessitats del càlcul. En primer lloc hem d’obtenir les mitjanes, ja que aquestes són un element essencial de la covariància. Per tractar-se de dades agrupades, cal determinar prèviament les marques de classe, xi i yj.
X \ Y |
|
]60, 70] |
]70, 80] |
]80, 90] |
fi. |
xifi. |
|
xi \ yj |
65 |
75 |
85 |
|
|
]160, 170] |
165 |
0.3 |
0.2 |
0 |
0.5 |
82.5 |
]170, 180] |
175 |
0.2 |
0.1 |
0.1 |
0.4 |
70.0 |
]180, 190] |
185 |
0 |
0 |
0.1 |
0.1 |
18.5 |
f.j |
|
0.5 |
0.3 |
0.2 |
1 |
|
yjf.j |
|
32.5 |
22.5 |
17 |
|
|
Per economia de càlcul hem optat per l’expressió simplificada de la covariància
que caldrà desenvolupar ordenadament per als dos subíndexs i, j. Per fer-ho, fixem en primer lloc el subíndex i al nivell 1, i multipliquem el primer valor de X, (x1) successivament amb tots els valors possibles de Y, multiplicant també per la corresponent freqüència conjunta fij . Esgotades les combinacions, passem al valor 2 d’i repetint el procediment. I així fins a haver recorregut tota la taula. Al valor obtingut cal restar-li el producte de les mitjanes.
És molt recomanable mantenir l’estructura matricial de la taula, ja que d’aquesta forma és més fàcil la comprovació de les operacions,
sxy = [165(65)0.3 + 165(75)0.2 +165(85)0.0
175(65)0.2 + 175(75)0.1 + 175(85)0.1
185(65)0.0 + 185(75)0.0 + 185(85)0.1] – 171(72) = 28
El valor positiu de la covariància indica una relació directa entre les variables: X i Y evolucionen en el mateix sentit. A mesura que creix una variable també ho fa l’altra, i per tant «en conjunt» valors elevats de l’Estatura apareixen associats a valors elevats del Pes i viceversa.