丁 勇 劉成友 張蓓蓓

信息相關(guān)系數(shù)在列聯(lián)表中的應(yīng)用

丁 勇1△劉成友2張蓓蓓1

χ2檢驗在R×C列聯(lián)表資料的統(tǒng)計研究中有著廣泛的應(yīng)用，但也存在著因樣本量改變而使χ2值被過低或過高估計的問題，通過引進R×C列聯(lián)表的關(guān)聯(lián)系數(shù)，可在一定程度上克服這一缺陷［1－3］。關(guān)聯(lián)度的分析是分析系統(tǒng)中各因素關(guān)聯(lián)程度的方法，正確計算列聯(lián)表資料的關(guān)聯(lián)系數(shù)，不僅對于統(tǒng)計方法本身，而且對于實際應(yīng)用都意義重大。目前常用的關(guān)聯(lián)系數(shù)為Pearson列聯(lián)系數(shù)［4－6］。本文將以信息論為基礎(chǔ)的信息相關(guān)系數(shù)［7］應(yīng)用于R×C列聯(lián)表，并與Pearson列聯(lián)系數(shù)進行比較，通過理論分析、實例計算和計算機模擬，我們發(fā)現(xiàn)信息相關(guān)系數(shù)更合適作為列聯(lián)表關(guān)聯(lián)系數(shù)的指標。

χ2檢驗的不足之處

一般的R行C列的R×C列聯(lián)表數(shù)據(jù)如表1所示。χ2檢驗的統(tǒng)計量公式為［4－5］：

自由度v＝（R－1）（C－1）

由χ2值可求出相應(yīng)的概率值

式中的f（x）為χ2分布的概率密度函數(shù)。實際應(yīng)用中，p值一般通過查表或用各種數(shù)學(xué)、統(tǒng)計軟件得到，為得到更精確的值，本文用數(shù)學(xué)軟件Matlab的chi2cdf函數(shù)計算。

表1 R×C列聯(lián)表數(shù)據(jù)

關(guān)于χ2檢驗的應(yīng)用，先看一個簡單的4格表例子。

例：某研究欲比較兩種藥物對治療某疾病的效果，將325名治療者隨機分成2組，結(jié)果如表2所示，問兩種藥物的有效率是否相等？（顯著性水平α＝0.05）

表2 兩種藥物治療某種疾病的有效率

建立原假設(shè)H0：兩種藥物的有效率相同。

備擇假設(shè)H1：兩種藥物的有效率不同。

把表1的所有數(shù)據(jù)擴大一倍，從而樣本量也擴大1倍（n＝650），有效率保持不變時，由公式（1）不難求出此時χ2＝4.3337，故拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，認為兩種藥物的有效率不同。

考慮一般的R×C表，當(dāng)樣本量擴大k倍，而表中數(shù)據(jù)的比例不變，記此時的χ2值為由公式（1）可得

是原χ2值的k倍，但自由度仍然是v＝（R－1）（C－1）。因此，對給定的顯著性水平α，如果原R×C表的但適當(dāng)?shù)財U大樣本量倍數(shù)k，會有

僅僅由于樣本量的變化，它們之間的比例關(guān)系沒有發(fā)生變化，卻導(dǎo)致了兩個不同的結(jié)論，這說明χ2檢驗在應(yīng)用中存在一定的不足之處。

列聯(lián)系數(shù)和信息相關(guān)系數(shù)及其比較

為了解決χ2檢驗應(yīng)用中的不足之處，引進不受樣本量變化影響的關(guān)聯(lián)系數(shù)。這些關(guān)聯(lián)系數(shù)有［3］：Phi系數(shù)、Pearson列聯(lián)系數(shù)、Cramer′s V等。目前最常用的關(guān)聯(lián)系數(shù)是Pearson列聯(lián)系數(shù)（以下簡稱列聯(lián)系數(shù)），廣泛出現(xiàn)在各種統(tǒng)計教材和實際應(yīng)用中［3－6］。記列聯(lián)系數(shù)為r，其計算公式為［4－5］

顯然0≤r＜1。由公式（3）可知，當(dāng)樣本量擴大k倍時，r保持不變，因為

在信息論中，如果隨機變量X的分布律為pi＝P（X＝xi）＞0（i＝1，2，…，m），則其信息熵定義為［8］其中b為對數(shù)的底，一般取b為2、e（自然對數(shù)）或10（常用對數(shù)）。文獻［7］以信息熵為依據(jù)，提出了一種廣義相關(guān)系數(shù)的概念，本文將其引入R×C列聯(lián)表中，并稱其為信息相關(guān)系數(shù)，定義如下：

把表1的因素A看成一個隨機變量，有R個不同的狀態(tài)Ai（i＝1，2，…，R），其概率分布為所以因素A的信息熵為把表1的因素B看成另一個隨機變量，有C個不同狀態(tài)Bj（j＝1，2，…，C），其概率分布為所以因素B的信息熵為兩個因素A和B的聯(lián)合概率分布為所以聯(lián)合信息熵信息相關(guān)系數(shù)記為ρ，定義為

由對數(shù)換底公式不難證明，無論對數(shù)的底b取何值，公式（4）的結(jié)果都是相同的。

對表2的數(shù)據(jù)，按公式（3）和（4）可分別求出r＝0.0814和ρ＝0.0029。

當(dāng)數(shù)據(jù)成比例擴大k倍時，由H（A）、H（B）和H（AB）的計算公式可知，它們保持不變，故ρ也保持不變，這一性質(zhì)與列聯(lián)系數(shù)相同。

文獻已證明［7，9］：0≤ρ≤1；且當(dāng)因素A和因素B相互獨立時，H（AB）＝H（A）＋H（B），所以ρ＝0；當(dāng)因素A和因素B完全相關(guān)時，H（AB）＝H（A）＝H（B），所以ρ＝1。

在我們前期研究［9－10］的基礎(chǔ)上，本文做進一步的工作，說明信息相關(guān)系數(shù)可應(yīng)用于R×C列聯(lián)表，并且比列聯(lián)系數(shù)更能反映真實情況。下面對列聯(lián)系數(shù)和信息相關(guān)系數(shù)進行比較。

1.動態(tài)變化比較

為簡單明了，取3×3列聯(lián)表數(shù)據(jù)T＝［tij］，以樣本總數(shù)的3種3×3列聯(lián)表數(shù)據(jù)為例進行說明。

（1）完全相關(guān)列聯(lián)表

取T為完全相關(guān)的列聯(lián)表按公式（1）～（4）可得p＝0、r＝0.8165和ρ＝1。

對完全相關(guān)的列聯(lián)表，顯然信息相關(guān)系數(shù)等于1更符合實際情況，所以ρ要優(yōu)于r。

再來看數(shù)據(jù)變動的情況：

T有9個元素，考慮給其中一個元素增加1個樣本，其余元素不變，即樣本總數(shù)為91時，分別考察r和ρ的變化情況。

上述計算表明，當(dāng)增加的樣本在對角線上時，仍然是完全相關(guān)資料，結(jié)果不變；ρ都為1，而r都為0.8165，所以仍然有ρ要優(yōu)于r。

當(dāng)增加的樣本在其他6個位置時，不再是完全相關(guān)資料，r和ρ都相應(yīng)地減少。

再考察不增加樣本，但T1的任意的兩行（或列）合并的情況：當(dāng)T1成為2×3（或3×2）列聯(lián)表，不再是完全相關(guān)資料時，都有r和ρ相應(yīng)地減少。這些變化說明雖然r與ρ的值都變小，但r由0.8165變小，ρ由1變小，后者更符合實際情況。因為當(dāng)列聯(lián)表由完全相關(guān)資料變?yōu)椴煌耆嚓P(guān)資料時，列聯(lián)表的關(guān)聯(lián)系數(shù)應(yīng)該由1變?yōu)樾∮?。

（2）不相關(guān)列聯(lián)表

取T為不相關(guān)的列聯(lián)表按公式（1）～（4）可得P＝1、r＝ρ＝0，都與不相關(guān)列聯(lián)表的關(guān)聯(lián)系數(shù)應(yīng)該為0相符合。

仿前增加1個樣本。當(dāng)?shù)?行的3個元素的其中一個增加一個樣本時，都有r＝0.0334，ρ＝0.0005；當(dāng)?shù)?行的3個元素的其中一個增加一個樣本時，都有r＝0.0215，ρ＝0.0002；當(dāng)?shù)?行的3個元素的其中一個增加一個樣本時，都有r＝0.0153，ρ＝0.0001。

增加1個樣本時，T2不再是不相關(guān)列聯(lián)表，關(guān)聯(lián)系數(shù)應(yīng)增加，上述計算結(jié)果與實際情況相符，兩個關(guān)聯(lián)系數(shù)都增加；且三種情況r與ρ的大小變化規(guī)律對應(yīng)相同：增加的1個樣本在第1行時增加最多，第2行次之，第3行最少。

仿前，當(dāng)T2的任意兩行（或列）合并成為2×3（或3×2）列聯(lián)表時，仍然是不相關(guān)列聯(lián)表，都有r＝ρ＝0，與實際情況相符。

（3）一般列聯(lián)表

取T為一般的列聯(lián)表（每行每列、正對角線都有5、10和15，但排列順序不同，對稱），按公式（1）～（4）可得p＝0.0047、r＝0.3780和ρ＝0.0794。

仿前，當(dāng)T3的任意的兩行（或列）合并成為2×3（或3×2）列聯(lián)表時，都有r＝0.2774和ρ＝0.0515，都相應(yīng)減少。

2.模擬比較

從上述三個例子數(shù)據(jù)，我們看到r與ρ的大小變化規(guī)律對應(yīng)相同，但r比ρ更符合實際情況。下面進一步考察一般的情況。由于樣本總數(shù)n＝90的3×3列聯(lián)表的所有可能性是個巨大的數(shù)字，無法一一計算，所以我們用模擬數(shù)據(jù)進行研究。

數(shù)據(jù)模擬過程：利用Matlab函數(shù)random（′discrete uniform′，20，3，3），每次產(chǎn)生［0，20］區(qū)間上離散型均勻分布的3行3列隨機整數(shù)矩陣，作為3×3列聯(lián)表。其依據(jù)是，由數(shù)理統(tǒng)計知識可知，［0，20］區(qū)間上的均勻分布的隨機數(shù)的均值（數(shù)學(xué)期望）為10，3行3列9個數(shù)據(jù)的樣本總和的均值為90。

按照公式（1）～（4）計算模擬數(shù)據(jù)3×3列聯(lián)表的p、r和ρ值。共進行10000次模擬，由于10000數(shù)據(jù)量較大，無法清楚地畫出散點圖，我們將p值范圍［0，1］等分為10個小區(qū)間，對r和ρ求平均值，用平均值作圖。結(jié)果見表3和圖1、圖2。

圖1 r與ρ關(guān)系圖

表3 小區(qū)間上列聯(lián)系數(shù)平均值和信息相關(guān)系數(shù)平均值（10000次模擬結(jié)果）

用表3的數(shù)據(jù)，并結(jié)合完全相關(guān)列聯(lián)表的p＝0、r＝0.8165和ρ＝1及不相關(guān)列聯(lián)表的p＝1、r＝ρ＝0數(shù)據(jù)，可畫出到r與ρ的關(guān)系圖（圖1）以及r和ρ與p（p取區(qū)間中點）的關(guān)系圖（圖2）。由圖1可知，當(dāng)r增大（或減小）時，ρ也增大（或減?。?，即對應(yīng)的變化趨勢是一致的，說明前面3個例子的分析結(jié)果具有普遍性。由圖2可知，當(dāng)p增大時，r和ρ都相應(yīng)減小，p接近0時r＜ρ，p＞0.05時都有r＞ρ。

用同樣的方法，我們又對樣本總數(shù)為90的3×4、4×4、4×5和5×5的列聯(lián)表情況進行了模擬，都得到了類似的結(jié)果。

討 論

列聯(lián)系數(shù)r在實際問題中得到廣泛應(yīng)用，說明作為關(guān)聯(lián)系數(shù)，它具有一定的合理性。以上比較表明，當(dāng)樣本量改變時，信息相關(guān)系數(shù)ρ與r的變化規(guī)律相同。此外，由公式（3）和（4）可知，這兩個關(guān)聯(lián)系數(shù)還有如下的共同特征：任意交換列聯(lián)表的兩行或兩列，兩個關(guān)聯(lián)系數(shù)的值都不變。這些都表明，ρ與r有非常多的相同點和一致性，ρ同樣也具有作為關(guān)聯(lián)系數(shù)的合理性。

文獻［6］認為，一個滿意的相關(guān)度量應(yīng)至少具備下列兩個特點：（1）當(dāng)兩變量不相關(guān)時，其值應(yīng)該等于0；（2）當(dāng)兩變量完全相關(guān)時，其值應(yīng)該等于1。從上面列聯(lián)表T1和T2的資料可知，列聯(lián)系數(shù)r滿足（1）但不滿足（2），對完全相關(guān)的列聯(lián)表T1，r僅為0.8165；由公式（3）也可知，對任意的R×C列聯(lián)表都有r＜1。而信息相關(guān)系數(shù)ρ完全滿足這兩個特點，因而彌補了列聯(lián)系數(shù)的這一缺陷。當(dāng)兩變量趨于完全相關(guān)時，p應(yīng)趨于0，從而拒絕兩變量不相關(guān)的零假設(shè)。圖2表明，在p＝0附近，ρ值大于r值，接近于1。

我們認為，從實際應(yīng)用出發(fā)，一個滿意的相關(guān)度量還應(yīng)具備如下特點：當(dāng)p值較大，接收兩變量不相關(guān)的零假設(shè)，也就是說，當(dāng)認為兩變量不相關(guān)時，關(guān)聯(lián)系數(shù)值應(yīng)較小。從不相關(guān)列聯(lián)表T2的情況看，無論增加的一個樣本在哪一行，都有較大的p（分別為0.9987、0.9998和0.9999），在實際應(yīng)用中，都會接受兩變量不相關(guān)的假設(shè)，所以這兩個變量的關(guān)聯(lián)系數(shù)都應(yīng)較小，從上述計算來看，都有ρ＜r（0.0005＜0.0334，0.0002＜0.0215，0.0001＜0.0153）；從圖2也可看出，對于較大的p，ρ＜r。因此，從實際應(yīng)用來看，作為關(guān)聯(lián)系數(shù)，ρ更合理。

由于R×C列聯(lián)表為計數(shù)資料，而χ2分布是連續(xù)型分布，因此對于χ2值的精確計算，還存在不同的看法和爭議［5，11－12］，有的認為要校正，有的認為不需校正。不同的計算，會得到不同的χ2值，由公式（3）可知，這時又會導(dǎo)致不同的列聯(lián)系數(shù)。而信息相關(guān)系數(shù)是以信息熵為基礎(chǔ)的，對變量的分布沒有要求，與統(tǒng)計分布無關(guān)，既能描述變量間的線性相關(guān)關(guān)系，也能描述變量間的非線性相關(guān)關(guān)系，用公式（4）計算，不存在爭議。許多研究資料（例如臨床醫(yī)學(xué)數(shù)據(jù)）由于其特殊性，變量之間關(guān)系復(fù)雜，很難確定變量的分布，因此，更適合用信息相關(guān)系數(shù)描述數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性。

綜上所述，我們認為，作為R×C列聯(lián)表的關(guān)聯(lián)系數(shù)，信息相關(guān)系數(shù)ρ比列聯(lián)系數(shù)r更合適。本文拋磚引玉，希望在今后的各種實際問題中，應(yīng)用這一指標，并進一步分析、比較，完善這方面的工作和研究，確定出一個更合理的關(guān)聯(lián)系數(shù)指標。

［1］Roscino A，Pollice A．A Generalization of the Polychoric Corelation Coefficient．New York：Springer，2006：135-142．

［2］鄭兵云．非參數(shù)檢驗的兩個局限性問題．統(tǒng)計教育，2007，6：8-9．

［3］薛允蓮，姜世強，劉貴浩等．列聯(lián)表資料的關(guān)聯(lián)強度．中國衛(wèi)生統(tǒng)計，2011，28（3）：244-246．

［4］李賢平，沈崇圣，陳子毅．概率論與數(shù)理統(tǒng)計．上海：復(fù)旦大學(xué)出版社．2003．

［5］孫振球，徐勇勇主編．醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)．第4版．北京：人民衛(wèi)生出版社，2014：102-107．

［6］李克均，時松和，胡東生．列聯(lián)表的行列關(guān)聯(lián)度與對應(yīng)分析．中國衛(wèi)生統(tǒng)計，2006，23（3）：261-263．

［7］丁晶，王文圣，趙永龍．以互信息為基礎(chǔ)的廣義相關(guān)系數(shù)．四川大學(xué)學(xué)報（工程科學(xué)版），2002，34（3）：1-5．

［8］王海燕．信息論基礎(chǔ)．南京：東南大學(xué)出版社．2003：9-14．

［9］丁勇．平均互信息的可加性和廣義相關(guān)系數(shù)不等式．工程數(shù)學(xué)學(xué)報，2007，24（2）：282-286．

［10］丁勇．離散型隨機變量的平均信息熵．?dāng)?shù)學(xué)的實踐與認識．202，42（18）：141-146．

［11］譚藝強．四格表資料三種檢驗方法分析．廣東藥學(xué)院學(xué)報，1999，15（1）：75-77．

［12］陳國民，王潔貞．關(guān)于四格表資料值和校正值分布的模擬分析．中國衛(wèi)生統(tǒng)計，2002，19（4）：249-251．

（責(zé)任編輯：郭海強）

1.南京醫(yī)科大學(xué)康達學(xué)院數(shù)學(xué)與計算機教研室（222000）；

2.南京醫(yī)科大學(xué)附屬南京醫(yī)院醫(yī)療設(shè)備處

△通信作者：丁勇，E-mail：Yding＠njmu.edu.cn