Corso di Laurea in Scienze e Tecniche psicologiche

Presentazione sul tema: "Corso di Laurea in Scienze e Tecniche psicologiche"— Transcript della presentazione:

1 Corso di Laurea in Scienze e Tecniche psicologiche
Esame di Psicometria La regressione lineare semplice A cura di Matteo Forgiarini (modificate da Giulio Costantini)

2 Covarianza e correlazione

3 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
Relazioni tra variabili Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Quando siamo interessati a studiare la relazione tra due variabili, occorre prendere in considerazione 3 caratteristiche principali: La forma che assume la relazione. La sua direzione. L’entità osservata. In questo contesto verranno analizzate solo relazioni lineari, cioè che possono essere descritte con una retta. L’entità della relazione fa riferimento alla quantificazione della relazione stessa: la relazione può essere molto forte o modesta; oppure può essere pari a zero, in questo caso si parla di relazione nulla, le variabili sono dunque indipendenti. La direzione della relazione può essere positiva (i valori delle due variabili crescono in modo concorde) o negativa (al crescere dei valori di una variabile diminuiscono i valori dell’altra).

4 Correlazione positiva
Lezione: II Correlazione positiva

5 Correlazione negativa
Lezione: II Correlazione negativa

6 Correlazione (lineare) nulla
Lezione: II Correlazione (lineare) nulla

7 Lezione: II Linearità La correlazione cattura solo relazioni “lineari” tra i dati, cioè rappresentabili con una linea retta. Se l’associazione è perfetta, ma non lineare, il coefficiente di correlazione non la riflette r=0 r=-1 r=1

8 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
Covarianza e correlazione Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Formula della covarianza per variabili non standardizzate. Variabili standardizzate (dette anche punti z): variabili con media M = 0 e deviazione standard s = 1 La correlazione è semplicemente la covarianza tra variabili standardizzate, si può calcolare anche come covarianza divisa per il prodotto delle deviazioni standard delle due variabili. La correlazione può variare solo tra -1 ed 1; l’entità della relazione è quindi agevole da comprendere ed è possibile confrontare 2 o più valori fra loro. La direzione della relazione è indicata dal segno del valore della correlazione: una correlazione positiva indica che le variabili si “muovono” in modo concorde; una correlazione negativa indica che quando i valori di una variabile crescono, i valori dell’altra diminuiscono.

9 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
Scatter plot Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Menù:grafici -> finestre di dialogo legacy -> dispersione / punti Spesso è utile costruire una matrice di grafici che permette di visualizzare la natura delle relazioni tra due o più variabili; ogni cerchietto rappresenta un’osservazione che viene posizionata sul grafico usando i valori delle due variabili come coordinate cartesiane. Con questo strumento è possibile studiare la forma della relazione tra le coppie di variabili. Per quantificare la relazione lineare tra due variabili occorre calcolare la loro correlazione.

10 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
Test di ipotesi sulla correlazione in SPSS Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Calcolate la correlazione tra peso e lunghezza La correlazione risulta significativa (p-value<0,001); Possiamo quindi rifiutare l’ipose nulla H0: r(peso,lunghezza)=0 ed accettare H1: r(peso,lunghezza)≠0 Si noti che la matrice di correlazione prodotta è quadrata e simmetrica: infatti r(x,y)=r(y,x).

11 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
I punteggi z in SPSS Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Costruiamo 2 nuove variabili con i valori z delle variabili “lunghezza” e “peso”; Ora calcoliamo la varianza e la correlazione tra queste due nuove variabili.

12 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
Proprietà dei punteggi z Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Come ci si attendeva M = 0, s = 1 e la covarianza tra le due variabili è pari alla correlazione

13 Regressione lineare semplice

14 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
La retta di regressione semplice Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Regressione lineare semplice: esprime una variabile «dipendente» Y con l’equazione di una retta che include una intercetta (b0) e una variabile «indipendente» X moltiplicata per il coefficiente di regressione b1. La regressione, come la correlazione, cattura la relazione tra due variabili, ma questa volta i punteggi di una variabile sono espressi nei termini dei punteggi dell’altra. b0 = intercetta; b1 = pendenza della retta, e = errore R2 = porzione della varianza di Y «spiegata» da X L’intercetta si può calcolare con la formula: Nella regressione lineare semplice, se le due variabili sono standardizzate b è detto β e corrisponde alla correlazione tra x e y Se x e y non sono standardizzate, b corrisponde alla covarianza tra x e y divisa per la varianza di x

15 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
Il coefficiente di regressione Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice b = cambiamento atteso della Y al variare di un’unità della X. È espresso in unità della variabile dipendente Y. β= cambiamento atteso della Y al variare di una deviazione standard della X. È espresso in deviazioni standard.

16 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
La retta di regressione semplice Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice

17 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
La retta di regressione semplice Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Beta = coefficiente b tra variabili standardizzate. Uguale alla correlazione (vedi slides precedenti), ma solo nella regressione lineare semplice (cioè con una sola variabile indipendente) Intercetta (costante in SPSS) Coefficiente b Intercetta (a) e pendenza (b) risultano diversi da zero: entrambi i p-values < La significatività non cambia tra i coefficienti standardizzati e non. Nella regressione lineare semplice, La proporzione di varianza della y spiegata dalla x corrisponde al quadrato della correlazione r(x, y), per cui si chiama R2.

18 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
La retta di regressione semplice Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Chiediamo a spss di costruire il grafico della retta di regressione semplice con x=lunghezza e y=peso.

19 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
La retta di regressione semplice Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Equazione retta Peso (in kg) = -927,67 + 4,87 * lunghezza b0 = -927,67 (intercetta) b1 = 4,87 (coefficiente angolare) R2 = 0.58 Le frecce rosse indicano gli errori di predizione. Si può dimostrare che la retta di regressione è quella retta che minimizza l’errore totale, definito come la somma dei quadrati degli errori di predizione. La retta è quindi anche detta «retta dei minimi quadrati»

20 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
La retta di regressione semplice Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Rifare il grafico con le variabili standardizzate Equazione della retta Y = β X Zpeso = 0,76*Zlunghezza R2 = .58 Nota che: L’intercetta è sempre zero per variabili standardizzate. Quindi la retta passa sempre dall’origine degli assi (il punto x = 0, y = 0). β è uguale al coefficiente di correlazione

21 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
Correlazione e causazione Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice La matrice di correlazione delle 6 variabili mostra che la correlazione tra “capienza del serbatoio” e “prezzo” è significativamente diversa da 0. Quindi lo è anche il corrispondente coefficiente di regressione. È possibile ipotizzare un legame causale tra queste variabili?

22 Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice
Correlazione e causazione Esercitazione N° 2 – La regressione lineare semplice Occorre riflettere: una correlazione significativa tra due variabili non è mai una condizione sufficiente perché vi sia un legame causale tra le due variabili. Può succedere che vi siano altre variabili che intervengono nella relazione e rendono più complesso il legame: in questi casi un modello di causalità lineare non è sufficiente a spiegare la correlazione osservata.

23 Regressione multipla

24 La regressione lineare multipla
La regressione multipla La regressione lineare multipla Nelle precedenti analisi abbiamo ipotizzato che una variabile dipendente venga spiegata – prevista – da una sola variabile indipendente: abbiamo analizzato il modello di regressione semplice. Ma non sempre la realtà è semplice… In alcuni casi occorre utilizzare più di una variabile indipendente per spiegare (la varianza di) una variabile dipendente. Un modello di regressione che preveda 2 o più variabili indipendenti e una sola variabile dipendete è chiamato modello di regressione multipla.

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La regressione multipla La regressione lineare multipla I coefficienti di regressione b1 b2 etc. cosa rappresentano? Nella regressione semplice i coefficienti b esprimono l’intero legame tra la x e la y. Nella regressione multipla la loro interpretazione è più complessa… Come nella regressione semplice, la costante b0 rappresenta l’intercetta della retta, ovvero il valore di y quando tutte le x hanno valore 0. Nella regressione multipla, il coefficiente bi di ogni xi esprime la variazione attesa della y al variare di un’unità della xi quando tutti gli altri predittori x assumono un valore costante (potete osservarlo facilmente dall’equazione immaginando cosa succede se tutte le X tranne una assumono un certo valore, ad esempio 0 è il caso più semplice). Si interpreta come l’effetto di una certa variabile indipendente X al netto di tutte le altre. Il coefficiente b di ogni X è chiamato coefficiente parziale di regressione tra la VI e y ed è ottenuto parzializzando l’effetto delle altre VI su y.

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La regressione multipla La regressione lineare multipla Con spss è possibile stimare i parametri della retta di regressione multipla… Selezioniamo questa opzione per ottenere le stime dei coefficienti di un modello di regressione sia con una sola VI sia con le due VI. Nell’esempio proposto, la variabile “peso” viene considerata variabile dipendente. Il modello prevede due VI.

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La regressione multipla La regressione lineare multipla Modello 1: regressione semplice: y=“peso”, x=“potenza del motore”. Modello 1: regressione multipla: y=“peso”, x1=“potenza”, x2=“lunghezza”. I parametri del modello di regressione multipla sono tutti significativi (p-value<0.05). Il modello con due VI infatti ottiene una proporzione di varianza spiegata (0,916) maggiore del modello con una sola VI (0,622). Possiamo concludere che utilizzare anche “lunghezza” per spiegare “peso” migliora significativamente il modello; infatti il coefficiente parziale di regressione stimato per “lunghezza” risulta significativamente diverso da 0 Notiamo come il metodo “stepwise” permetta di confrontare la bontà dei due modelli ottenuti e di verificare la significatività dei parametri di tutti i modelli. Al contrario, con il metodo “enter” vengono considerate contemporaneamente tutte le VI inserite.

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La regressione multipla La regressione lineare multipla Continuiamo l’analisi degli output del modello di regressione multiplo… I coefficienti parziali di regressione indicano solo l’effetto diretto che ogni VI produce sulla y e vengono infatti stimati parzializzando l’effetto delle altre VI. Il segno della loro stima permette di capire la direzione della relazione (positiva o negativa) tra la VI e la y. Se il segno è positivo al crescere della VI, anche la y cresce; se il segno è negativo, ad un aumento della VI corrisponde una diminuzione della y. In particolare nel modello proposto i coefficienti indicano che il crescere della potenza del motore e della lunghezza, producono un aumento del peso dell’auto. Ma… La stima dei coefficienti parziali non ci permette di comprendere in modo chiaro il contributo unico di ogni VI: per l’analisi di un modello di regressione multipla è importante avere anche una stima della quantità di varianza della y che ogni VI permette di spiegare…

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Il contributo unico delle VI La regressione lineare multipla In particolare occorre distinguere due indici che permettono di comprendere il contributo unico di ogni VI: Il contributo unico di una VI può essere stimato grazie al quadrato della correlazione parziale: ipotizzando che y venga spiegata da x e w, Pr2yw.x indica l’effetto di w dopo aver rimosso tutta la variabilita’ spiegata da x. Pr2yw.x indica la proporzione di varianza spiegata da w rispetto alla parte di varianza di y che non viene spiegata dalle altre variabili indipendenti. Il contributo unico di una VI, es. w, può anche essere valutato come la varianza della y spiegata unicamente da w e non dalle altre variabili indipendenti: ipotizzando che y venga spiegata da x e w, il quadrato della correlazione semi- parziale (SPSS lo chiama “parte”) tra y e w Sr2yw.x indica la varianza di y spiegata unicamente da w e non da x.La correlazione semiparziale al quadrato Sr2yw.x corrisponde anche all’incremento di R2 passando da un modello in cui x è l’unico predittore ad un modello in cui sia x sia w predicono y.

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Il contributo unico delle VI La regressione lineare multipla e b a c X W

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La correlazione parziale La regressione lineare multipla Per stimare i contributi unici di ogni VI in un modello di regressione multipla risulta quindi importante calcolare la matrice di correlazioni parziali tra un set di variabili...

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La correlazione parziale La regressione lineare multipla Correlazione r di ordine zero | Correlazione parziale pr | Correlazione semiparziale sr Nell’esempio proposto, pr peso lunghezza.potenza = È la correlazione parziale tra lunghezza e peso, tolto l’effetto di potenza. pr2=(0.881)2=0.776 indica che la porzione di varianza della variabile dipendente «potenza» spiegata da «lunghezza» una volta rimosso l’effetto di «peso», sul totale della varianza non spiegata dall’altro predittore è il 77.6%. sr peso lunghezza.potenza = è la correlazione semiparziale tra lunghezza e peso, tolto l’effetto di peso. sr2=(0.542)2=0.294 indica la proporzione di varianza di «peso» spiegata unicamente da «lunghezza», sul totale della varianza della variabile dipendente «peso», è il 29.4%. Questo significa anche che la differenza di R2 se «lunghezza» è incluso o escluso come predittore è il 29.4% (vedi prossima slide).

33 includendo solo potenza o anche lunghezza come predittori
La regressione lineare multipla Questa tabellina è stata calcolata in precedenza e mostra il valore di R2 includendo solo potenza o anche lunghezza come predittori R2 con solo potenza come predittore = .622 R2 con anche lunghezza come predittore = .916 Differenza = .294 Quant’è la sr2 peso lunghezza.potenza? È proprio .294!

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L’R2 del modello La regressione lineare multipla Regr. Sempl. Regr. Mult. Notiamo come nel modello di regressione semplice la proporzione di varianza spiegata dalla VI sia coincidente con il quadrato della correlazione semplice corr(xy): R2=0,7892=0,622. Nel modello di regressione multipla è più complesso: la proporzione di varianza spiegata R2 del modello è formata dai contributi di ogni variabile… R2=r2potenza peso + sr2lunghezza peso.potenza=(0,789)2 + (0,542)2=0, ,294=0,916 R2=r2lunghezza peso + sr2potenza peso.lunghezza=(0,762)2 + (0,579)2=0, ,335=0,916

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Una particolarità La regressione lineare multipla Notiamo che se ipotizziamo un modello di regressione semplice la correlazione semplice, parziale e semi-parziale sono uguali… perché!?! Perché in un modello di regressione semplice il legame diretto tra x e y è l’unico che vi sia… non esiste altro legame che si debba parzializzare: la proporzione di varianza spiegata di y da parte di x coincide con il contributo unico di x poiché non occorre parzializzare nessun effetto di altre VI: r2xy=pr2xy=sr2xy