Lezione B.6

Scomporre la varianza

TQuArs – a.a. 2010/11Tecniche quantitative per l’analisi nella ricerca sociale

Giuseppe A. Micheli

In questa lezione..

In questa lezione facciamo la conoscenza con un’altra via per misurare la dipendenza di una variabile Y (explanandum) da un’altra X (explanans).

Essa consiste nel calcolare quanta parte dell’intera variabilità di Y (misu-rata dalla sua varianza) è ‘spiegata’ scomponendo la popolazione analiz-zata in più sottopopolazioni, distinte in base all’explanans.

Un esempio di domanda a cui si risponde con questo approccio può esse-re: in che misura (in che percentuale) la variabilità di un test clinico è ‘spiegata’ se noi teniamo distinti uomini da donne?

Già da questo esempio si capisce che questa strada richiede di avere a che fare con una variabile da spiegare quantitativa, ma non pone nessun limite al livello di misurazione dell’altra variabile, quella esplicativa, che può essere anche nominale (o categoriale).

Prima di formalizzare misure e tecniche di misurazione introdurremo il concetto di scomposizione della varianza, a partire da un classico esempio tratto da un grande precursore.

Partiamo da Durkeim

Durkheim ha per primo studiato la relazio-ne tra due caratteri di una popolazione con una logica innovativa, analizzando la composizione per credo religioso e il tasso di suicidi in otto province della Baviera.

Noi sappiamo già tradurre questi dati sotto forma di distribuzione congiunta in due modi distinti. Il primo consiste nel com-pattare i dati in una tabella a doppia en-trata, che evidenzia una forte connessione.

Regione % cattolici Suicidi x00000

Palatinato renano Minoranza 167

Franconia centrale Minoranza 207

Alta Franconia Minoranza 204

Bassa Franconia Maggioranza 157

Svevia Maggioranza 118

Alto Palatinato Quasi totalità

64

Alta Baviera Quasi totalità

114

Bassa Baviera Quasi totalità

49

X Y 40-100

100-160

160-220

tot

Minoranza 0 0 3 3

Maggioranza 0 2 0 2

Totalità 2 1 0 3

Tot 2 3 3 8

njio nj ni nji

o2/njxni

3 3 3 1,000

2 2 3 0,667

2 3 2 0,667

1 3 3 0,111

= 2,445

2=8(2,445-1) = = 11,56

2max=8(3-1)=16

2*=0,722

Un secondo modo per cogliere una associazione

Conosciamo anche un secondo modo per rappresentare questi dati in modo da cogliere l’eventuale associazione.

Una delle due variabili è qualitativa ordinale, l’altra è quantitativa. Se diamo a ogni modalità della variabile ordinale un codice numerico in sequenza, possiamo rappresentare la distribuzione congiunta in forma di diagramma di dispersione.

Certo, la metrica dell’asse orizzontale non ci dà garanzie. Ma il grafico ha comunque una sua forte capacità di parlare.

Esso ci lascia l’impressione di una relazione inversa tra X e Y: al crescere della % di cattolici nei laender cala il tasso di suicidio.

40

80

120

160

200

240

0 1 2 3 4

Le medie vincolate

Come mai questo grafico ci lascia questa netta impressione?

Una prima risposta si ha calcolando, per ogni subpopolazione definita dalla quota di presenza cattolica, la media della distribuzione di frequenza dei tassi di suicidio:

Se congiungo in una spez-zata i punti di coordinate {xi, E(Y|xi)} vedo chiara-mente che al crescere di X la media vincolata diminui-sce sempre. Questo è un buon modo per formalizza-re la nostra impressione di associazione tra X e Y.

40

80

120

160

200

240

0 1 2 3 4

Xi Yj Y1 Y2 Y3 Yj.. ni E(Y|xi)=[jyjnij]/ni

I 167 204 207 … 3 [167+204+207]/3=192,7

II 118 157 … … 2 [118+157]/2=137,5

III 49 64 114 … 3 [49+64+114]/3=75,7

Media vincolata E(Y|xi) di Y rispetto a una sub-popolazione {X=xi} è la media della corri-spondente distribuzio-ne vincolata.

Attenzione. La me-dia ponderata delle medie vincolate è proprio pari alla me-dia generale:

[iE(Y|xi)ni]/N=E(Y)

Verificatelo!

La spezzata (o linea) di regressione

La spezzata che interpola i dati del diagramma di dispersione, con-giungendo a due a due i punti di coordinate {xi, E(Y|xi)} è quindi un ottimo strumento di visualizza-zione delle tendenze nascoste nel diagramma. La chiamiamo linea (o linea (o spezzata) di regressionespezzata) di regressione.

Xi Yj 70 130 190 ni E(Y|xi)=[jyjnij]/ni

I 0 0 3 3 [(190x3)]/3=190

II 0 2 0 2 [(130x2)]/2=130

III 2 1 0 3 [(70x2)+(130x1)]/3=90

Tot 2 3 3 8

40

80

120

160

200

240

0 1 2 3 4

Nota: possiamo calcolare le medie vincolate anche dopo avere riaggregato le coppie di dati osservati in classi.

Naturalmente, sostituendo a ogni valore osservato il valo-re centrale della classe cor-rispondente, il risultato nu-merico sarà un po’ diverso.

le modalità di Y sono i valori centrali

La spezzata, crinale tra due dispersioni

Zummiamo ancora sulla spezzata, e tracciamo una linea orizzontale di altezza pari a E(Y)=135.

Vediamo che la di-stanza tra uno qua-lunque dei valori di Y (per es. yj=49) e la media generale di Y è la somma di due distanze: quella tra yj e la media vinco-lata della corrispon-dente subpopolazio-ne E(Y|xi) e quella tra questa media vincolata e la media generale E(Y).

40

80

120

160

200

240

0 1 2 3 4

E(Y)=135

E(Y|x)=75,7

Yj = 49

La linea delle medie vincolate costituisce una sorta di crinale tra due tipi di dispersioni delle modalità di Y: a) la dispersione delle modalità di Y osservate entro ogni sottogruppo, intorno alla media vincolata EY|xi; b) la dispersione delle medie vincolate stesse intorno alla media generale di Y.

Dalle medie alle varianze vincolate

a) al crescere di X il carattere Y me-diamente diminuisce (è la re-lazione già discussa tra xi e E(Y|xi));

b) “Tutte le cifre (del primo sotto-gruppo) sono maggiori di quelle del secondo, queste maggiori di quelle del terzo, senza la minima irregolarità..” cioè:

Non solo le medie vincolate, entro i gruppi definiti dal carattere X, crescono con continuità, ma entro ogni gruppo i valori osservati di Y sono ben addensati intor-no alla loro media: hanno insomma varianza intorno alla media vincolata hanno insomma varianza intorno alla media vincolata (cioè varianza vincolata) contenuta, rispetto alla varianza totale di Y.(cioè varianza vincolata) contenuta, rispetto alla varianza totale di Y.

40

80

120

160

200

240

0 1 2 3 4

Si fosse fermato a valutare la ‘significatività’ di una relazione statistica solo dall’andamento monotono decrescente delle medie vincolate, Durkheim non avrebbe poi fatto granché. Il fatto è che non si ferma lì: anche senza usare grafici o tabelle, Durkheim nota che i dati mostrano due proprietà:

Varianze vincolateSappiamo che la li-nea delle medie vin-colate fa da crinale tra le distanze (li-nea graffa marrone) |yj-E(Y|xi)| e quelle |E(Y|xi)-E(Y)| (blu). La somma di queste due distanze corri-sponde, per ogni singolo yj, alla di-stanza |yj-E(Y|xi)|.

Ma la somma delle distanze |yj-E(Y|xi)| al quadrato (divisa per N) è la varianza di Y. Possiamo cal-colare analoghe ‘va-rianze’ anche per le due distanze parziali

40

80

120

160

200

240

0 1 2 3 4

E(Y)=135

E(Y/x)=75,7

Yj = 49

Per ogni sottopopolazione possiamo calcolare la varianza vincolata Var(Y|xi), cioè la varianza di u-na distribuzione vincolata intorno alla sua media

i

j ijiji n

nxYEyxYVar

2)/()/(

Varianza entro e tra i gruppi

In ogni sottogruppo posso dunque calcolare una varianza vincolata. Avrò tante varianze vincolate quante sono le subpopolazioni.

Posso farne la sintesi calcolando una media ponderata in cui ogni varianza vincolata è pesata con la dimensione del sottogruppo.

Specularmente, calcoleremo la varianza tra le medie vincolate, e la chiameremo ‘VARIANZA TRA I GRUPPI’‘VARIANZA TRA I GRUPPI’.

NnxYExYE

ffxYEy

fxYVxYVEV

iiii

ii j

jij

iiiiWG

//()/(

/

)/(/(

22

2

La chiamiamo ‘VARIANZA ENTRO I GRUPPI’‘VARIANZA ENTRO I GRUPPI’

Calcoliamo allora le varianze ‘entro’ e ‘tra’ di Y per il database di Emile Durkheim.

i

iiiBG NnYExYExYEVarV /)(//( 2

Durkheim e la varianza scomposta

Sottogruppi Xi Yxi (Yxi – E(y))2 (Yxi – E(Yxi))2 (E(Yxi)-E(Y))2

*ni

Xi = 1 167 207 204

= 578 E(Y1)= 192.7

1024 5184 4761

658.8 205.4 128.4

= 992.7 V(Y1)= 330.9

(192.7–135)2

*3 =

= 9976.3

Xi = 2 157 118

= 275 E(Y2)= 137.5

484 289

380.2 380.2

= 760.5 V(Y2)=380.3

(137.5-135)2

*2 = = 12.5

Xi = 3 64 114 49

= 227 E(Y3)= 75.7

5041 441 7396

136.1 1469.4 711.1

= 2316.7 V(Y3)=772.2

(75.7-135)2

*3 = =10561.4

tot = 1080

E(Y) = 135

= 24620 VarT = 3077.5

= 4069.8 VarWG = 508.7

= 20550.2 VarBG = 2568.8

Attenti ai simboli:

VarT(Y) = varianza totale di Y;

VarWG(Y) = varianza intra-gruppi (media varianze parziali);

VarBG(Y) = varianza tra i gruppi (varianza delle medie parziali);

ni = numerosità di ciascun gruppo.

Dai dati emerge un risultato sorprendente: La varianza tota-le di Y si scompone esattamente nella somma di due parti:

VarWG(Y)+ VarBG(Y)=508,7+2568,8=3077,5= VarT(Y)

E’ pura coincidenza o è un risultato generalizzabile?

Simulazione 1: cresce la varianza entro i gruppi

Per capire se è un caso fortuito o una regola facciamo alcuni esperimenti. Modi-fichiamo il database di Durkheim, rispettando ogni volta qualcosa dei dati originali.

Come prima simulazione, costruiamo un database in cui i tassi di suicidio sono molto più dispersi entro ogni sottogruppo, con abbondanti sovrapposizioni tra loro, ma restano inalterate sia la media generale che le medie vincolate.

4080

120160200240280320

0 1 2 3 4

La seconda condizione di Durkheim (“tutte le cifre del primo sottogruppo

sono maggiori di quelle del se-condo, quelle del

secondo maggiori di quelle del ter-zo, senza la minima

irre-golarità”) non è più soddisfatta..

Simulazione 1: calcoloSottogruppi Xi Yxi (Yxi – E(Y))2 (Yxi – E(Yx i))

2 (E(Yx i)-E(Y))2*ni

Xi = 1 308 200 70

= 578 E(Y/1)= 192.7

29929 4225 4225

13301.8 53.8

15047.1 = 28402.7

V(Y/1)= 9467.6

(192.7-135)2

*3 = = 9976.3

Xi = 2 225 50

= 275 E(Y/2)= 137.5

8100 7225

7656.3 8656.3

= 15312.5 V(Y/2)= 7656.3

(137.5-135)2

*2 = = 12.5

Xi = 3 150 50 27

= 227 E(Y/3)= 75.7

225 7225

11664

5525.4 658.8

2368.4 = 8552.7

V(Y/3)=2850.9

(75.7-135)2

*3 = = 10561.3

tot = 1080

E(Y)= 135

= 72818 VarT = 9102.3

= 52267.8 VarWG = 6533.5

= 20550.2 VarBG = 2568.8

In questa simulazione la varianza generale di Y è molto maggiore (per forza! Abbiamo volutamente disperso i dati).

Questa varianza in più è tutta nella varianza residua: la varianza tra gruppi è immutata (e infatti l’abbiamo tenuta ferma!).

Ne risulta che – sul totale della V(Y) – quella residua pesa molto di più: 6533,5 su 9102,3 è oltre il 70%, mentre 508,7 su 3077,5 era solo il 16,5%!

Constatiamo che an-che in questo caso la somma delle due va-rianze parziali, entro e tra i gruppi, è pari alla varianza genera-le di Y:

VarWG(Y)+ VarBG(Y)=

=6533,5+2568,8=

=9102,3= VarT(Y)

Ma notiamo anche:

Simulazione 2: medie vincolate costanti

Facciamo una seconda simulazione. Costruiamo i dati in modo da mantenere invariata la media generale di Y, ma anche da rendere costanti le medie vincolate.

Ovvio che se le medie vincolate sono tutte uguali, sono anche uguali a E(Y).

Che significato ha questo caso? Avevamo a suo tempo detto che Y era stoca-sticamente indipendente da X se al variare di X restava invariata l’intera distri-buzione vincolata. Una condizione molto forte!

04080

120160200240280

0 1 2 3 4

Ma anche in questo caso Y è in qualche modo indipendente da X. Al crescere della presenza cattolica il tasso di suicidio non sale né scende. Insomma la composizione religiosa non sem-bra avere influenza sul compor-tamento suicidario.

Indipendenza in media

Diciamo che c’è indipendenza ‘in media’ (o ‘regressiva’) di Y da X se al variare di X le medie vincolate E(Y|X) non variano.

Sappiamo che se c’è indipendenza stocastica di Y da X c’è anche indipendenza di X a da Y. E’ una proprietà simmetrica. Invece l’indi-l’indi-pendenza in media non è una proprietà pendenza in media non è una proprietà simmetricasimmetrica. In questo esempio sono uguali tra loro le E(X|y) (c’è indipendenza in media di X da Y) ma non le E(Y|x) (non c’è indipen-denza in media di Y da X).

Insomma, l’indipendenza in media nasconde trappole. Eppure è davvero la più frequentata nei libri, nei giornali, nel parlato comune. Pensate a questi esempi:

•Il voto medio all’esame di maturità è lo stesso per ragazzi e ragazze (ma le une han tutte prestazioni accettabili, tra i ragazzi ci sono geni e somari..)

•La performance media dei diversi atleti è la stessa (ma Tizio ha prestazioni costanti, mentre Caio fa tempi eccezionali in prova e poi in gara fa schifo..)

Xi Yj 5 10 40 ni E(Y|xi)

1 2 4 1 7 12,86

2 2 2 2 6 18,33

3 2 4 1 7 12,86

nj 6 10 4 20 14.50

E(X|yj) 2 2 2

Indipendenza in media e stocastica a tre dimensioni

0

20

40

60

80

100

0 20 40 60 80 100 120

0

20

40

60

80

100

0 20 40 60 80 100 120

0

20

40

60

80

100

0 20 40 60 80 100 120

Se al variare di X restano invariate le intere distribuzioni vincolate, l’indipendenza (stoca-stica) è davvero forte. Ma se al variare di X sono costanti le medie vincolate le distribuzio-ni vincolate possono cambiare anche molto.

X=1

X=3

X=2

Poniamo allineati in prospettiva tre istogrammi con uguale media ma distribuzione, inizialmente re-golare e simmetrica, via via sem-pre più polarizzata. Ecco una rap-presentazione ‘a tre dimensioni’ di una distribuzione congiunta con indipendenza in media ma non indipendenza stocastica.

Se c’è indipendenza stocastica c’è anche indipendenza in media ma non viceversa (come in questo esempio). L’indipendenza

stocastica include quella in media, ma non viceversa.

Simulazione 2: calcolo

Anche qui la som-ma delle due va-rianze parziali, en-tro e tra i gruppi, è pari alla varianza generale di Y:

VarWG(Y)+VarBG(Y)

=4418,7= VarT(Y)

E notiamo anche un’altra cosa:

Sottogruppi Xi Yxi (Yxi – E(Y))2 (Yxi – E(Yxi))

2 (E(Yxi)-E(Y))2

*ni

Xi = 1 250 135 20

= 405 E(Y

1)=135

13225 0

13225

13225 0

13225 = 26450

V(Y1)=8816.7

(135 - 135)2

*3 = = 0

Xi = 2 150 120

= 270 E(Y

2)=135

225 225

225 225

= 450 V(Y

2)=225

(135-135)2

*2 = = 0

Xi = 3 200 135 70

= 405 E(Y

3)=135

4225 0

4225

4225 0

4225 = 8450

V(Y2)=2814.7

(135-135)2

*3 = = 0

Tot = 1080

E(Y) = 135

= 35350 VarT = 4418.7

= 35350 VarWG = 4418.8

= 0 VarBG = 0

In questa simulazione la varianza ‘tra gruppi’ è proprio zero. Logico: essa è la dispersione delle medie vincolate (poste da noi tutte uguali) intorno a E(Y).

Dunque quando c’è indipendenza in media di Y da X la varianza ‘tra i gruppi’ è nulla. In altre parole, la variabilità di Y non è per niente ‘spiegata’ da una qualche influenza di X. Abituiamoci a chiamare VarBG(Y) ‘VARIANZA SPIEGATA’VARIANZA SPIEGATA’. Parallelamente, chiameremo VarWG(Y) ‘VARIANZA RESIDUA’VARIANZA RESIDUA’.

Simulazione 3: perfetta dipendenza funzionale

Facciamo allora l’ipotesi opposta: che ci sia perfetta dipendenza del suicidio dalla composizione religiosa del contesto. Questo significa che le medie vincolate varie-ranno nei tre sottogruppi (supponiamo che restino le stesse rilevate da Durkheim, e identica resti anche la media generale), ma ora dentro ogni sottogruppo le os-servazioni siano tutte uguali.

Per es. i laender cattolici han tutti tasso di suicidio 75, quelli protestanti tutti 192. Il comportamento dipende rigidamente dalla religione dominante nel contesto.

04080

120160200240280

0 1 2 3 4

In questo caso Y la composizione per religione professata è connes-sa con (e quindi influenza?) il comportamento in questione.

Tutte le osservazioni ‘giacciono’ sulla linea di regressione, e que-sta rappresenta perfettamente la forma della relazione funzionale.

Dipendenza funzionale a tre dimensioni

0

20

40

60

80

100

0 20 40 60 80 100 120

0

20

40

60

80

100

0 20 40 60 80 100 120

0

20

40

60

80

100

0 20 40 60 80 100 120

Se per ogni valore di X la variabile Y assume una e una sola modalità, con frequenza 1, c’è perfetta dipendenza funzionale di Y da X.

X=1

X=3

X=2

Nella rappresentazione a 3 dimensioni di un caso di dipendenzafunzionale vediamo che sul piano cartesiano (qui è il ‘pavimento’ del

grafico) le osservazioni stanno tutte su una sola linea (rossa).

Anche la perfetta dipendenza funzionale è una proprietà non necessariamente simmetrica (provate voi a costruire una ta-bella di perfetta dipendenza bila-terale che abbia un numero dif-ferente di righe e di colonne: per esempio due e tre).

Simulazione 3: calcoloSottogruppi Xi Yxi (Yxi – E(Y))2 (Yxi – E(Y

xi))2 (E(Y

xi)- E(Y))2*ni

Xi = 1 192.7 192.7 192.7

= 578 E(Y

1)=192.7

3325.4 3325.4 3325.4

0 0 0

= 0 V(Y

1)=0

(192.7-135)2

*3 = = 9976.3

Xi = 2 137.5 137.5

= 275 E(Y

2)=137.5

6.3 6.3

0 0

= 0 V(Y

2)=0

(137.5-135)2

*2 = = 12.5

Xi = 3 75.7 75.7 75.7

= 405 E(Y

3)=75.7

3520.4 3520.4 3520.4

0 0 0

= 0 V(Y

3)=0

(75.7-135)2

*3 = = 10561.3

tot = 1080

E(Y) = 135

= 20550.2 VarT = 2568.8

= 0 VarWG = 0

= 20550.2 VarBG = 2568.8

Ancora una volta constatiamo quella che ormai dobbia-mo ritenere una regola contabile:

VarWG(Y)+ VarBG(Y)

=2568,8= VarT(Y)

E ancora una volta notiamo alcune altre cose:

Nel caso di indipendenza in media la varianza ‘spiegata’ (tra gruppi) era zero, cioè non contribuiva per nulla alla varianza totale. In questa simulazione, di perfetta dipendenza funzionale, la varianza ‘spiegata’ è invece pari proprio alla varianza totale. Possiamo dire che contribuisce al 100% alla varianza totale.

Viceversa, nel caso di indipendenza in media la varianza ‘residua’ era il 100% di quella totale: nulla era spiegato dalla relazione (Y/x). Qui invece tutta la variabilità di Y è ‘spiegata’ dalla dipendenza funzionale da X: non resta variabilità residua.

Principio di scomposizione della varianza

PRINCIPIO DI SCOMPOSIZIONE DELLA VARIANZA: “La varianza di una PRINCIPIO DI SCOMPOSIZIONE DELLA VARIANZA: “La varianza di una variabile che vogliamo spiegare (explanandum) è scomponibile nella variabile che vogliamo spiegare (explanandum) è scomponibile nella somma di due fattori: la varianza ‘spiegata’ dalla dipendenza da somma di due fattori: la varianza ‘spiegata’ dalla dipendenza da un’altra variabile (explanans), e calcolata come varianza tra le medie un’altra variabile (explanans), e calcolata come varianza tra le medie vincolate E(Y|x), e la varianza non spiegata da quella relazione, o vincolate E(Y|x), e la varianza non spiegata da quella relazione, o ‘residua, calcolata come media delle varianze entro le singole ‘residua, calcolata come media delle varianze entro le singole distribuzioni di Y vincolate a X:distribuzioni di Y vincolate a X:

Tiriamo le fila delle regolarità emerse dalle simulazioni presentate. Esse possono essere sintetizzate nel principio qui riportato (è talmente generale che possiamo anche arrivarci attraverso una dimostrazione analitica, ma ve ne facciamo grazia)

VarVarWG WG + Var+ VarBGBG = Var = VarTT(Y)(Y)

Misurare la dipendenza: Eta quadro di Pearson

Come misurare allora il grado di dipendenza di Y da X? Ci vorrebbe una bella misura crescente col crescere della dipendenza, minima se c’è indipendenza in media, e magari normalizzata tra zero e uno…

Voila. Dall’identità contabile del principio di scomposizione della varianza, dividendo entrambe le parti dell’equazione per VarT(Y) si ottiene:

Per misurare allora il grado di dipendenza in media di una variabile (Y) da un’altra (X) costruiamo un indice normalizzato, rapportando la varianza ‘spiegata’ al suo massimo. Chiamiamo ETA QUADRO la misura

1)(

)(

)(

)(

YVar

YVar

YVar

YVar

T

BG

T

WG

1)(

)(1

)(

)(0 2

YVar

YVar

YVar

YVar

T

WG

T

BGYX

Ancora su eta quadro

Eta quadro è dunque una misura mai negativa (è il rapporto tra due varianze) e che non può mai superare 1, dato che il numeratore è una parte del denominato-re. Riassumiamo i valori che assume 2

YX nelle simulazioni precedenti:

Database ‘originale’: VarT(Y)=3077,5; VarWG=508,7; VarBG=2568,8; 2YX=0,835=83,5%

Prima simulazione: VarT(Y)=9102,3; VarWG=6533,5; VarBG=2568,8; 2YX=0,282=28,2%

Indipendenza in media: VarT(Y)=4418,7; VarWG=4418,7; VarBG=0; 2YX=0,00=0%

Dipendenza funzionale: VarT(Y)=2568,8; VarWG=0; VarBG=2568,8; 2YX=1,00=100%

Eta quadro misura la quota (percentuale) di varianza dell’explanandum Eta quadro misura la quota (percentuale) di varianza dell’explanandum (Y) ‘spiegata’ da una qualche dipendenza in media dall’explanans (X). La (Y) ‘spiegata’ da una qualche dipendenza in media dall’explanans (X). La dipendenza in media può essere qualunque tipo di dipendenza dipendenza in media può essere qualunque tipo di dipendenza funzionale. Può anche legare un explanandum quantitativo a un funzionale. Può anche legare un explanandum quantitativo a un explanans nominale.explanans nominale.NOTA: Le qualità operative di 2

YX non ci devono fare perdere di vista che esso si appoggia su una proprietà fondamentale della spezzata di regressione, cioè della linea delle medie vincolate. Essa è quel crinale tra la variabilità totale di Y e la variabilità entro sottogruppi parziali per il quale vale il principio di scomposizione della varianza. Questo principio non vale per qualunque funzione Y=(X), anzi per la verità non vale ‘quasi’ mai! (ma tra un po’ troveremo un’eccezione rilevante).

Un esempio di calcolo

Problema: A un test clinico si sono sottoposti 8 studenti. Tre di loro (il cui test dà come esito 12, 15, 21) conducono una vita normale, con moderata attività spor-tiva. Altri tre (i cui esiti del test sono 8, 11, 17) fanno vita totalmente sedenta-ria. Gli ultimi due (test= 16, 24) fanno sport agonistico. In che misura l’esito del test dipende dal tipo di vita (sedentaria o attiva) svolta?

Il gruppo di appartenenza (Moderati, Sedentari, Agonisti) sia la variabile X, expla-nans (è nominale, ma non c’è problema). Y, explanandum, è l’esito del test:

Xi gruppo yj=test ni E(Y|xi) E(Y|xi)ni E(Y|xi)2ni E(Y2|xi) Var(Y|xi) Var(Y|xi) ni

Moderati 12,15,21 3 16 48 768 270 14 42

Sedentari 8,11,17 3 12 36 432 158 14 42

Agonisti 16,24 2 20 40 800 416 16 32

Totale 8 15,5 124 2000 116

E(Y)=15,5; E(Y2)=[E(Y2|xi) ni]/N=2116/8=264,5; VarT(Y)=264,5-(15,5)2=24,25

VarWG(Y)= [Var(Y|xi) ni]/N=116/8=14,5 VarBG(Y)=E(Y)2-[E(Y)]2=(2000/8)-(15,5)2=9,75

VarWG(Y)+ VarBG(Y)= VarT(Y) come volevasi dimostrare

2YX=VarBG(Y)/VarT(Y)=40,2% (entro cornici uguali trovate identici parametri)