Выполним теперь следующие операции.
· Просуммируем квадраты всех значений столбца 1 и разделим результат на (n - 1) — мы получим дисперсию (меру разброса) случайной величины X1 , т.е. D1. Повторяя эту операцию, мы найдем таким же образом дисперсии всех наблюдаемых (но уже нормированных) величин.
· Просуммируем произведения соответствующих строк (от j =1 до j = n) для столбцов 1,2 и также разделим на (n -1). То, что мы теперь получим, называется ковариацией C12 случайных величин X1 , X2 и служит мерой их статистической связи.
· Если мы повторим предыдущую процедуру для всех пар столбцов, то в результате получим еще одну, квадратную матрицу C[k·k], которую принято называть ковариационной.
Эта матрица имеет на главной диагонали дисперсии случайных величин Xi, а в качестве остальных элементов — ковариации этих величин ( i =1…k).
Ковариационная матрица C[k·k] {3-29}
D1
C12
C13
…
…
C1k
C21
D2
C23
…
…
C2k
…
…
…
…
…
…
Cj1
Cj2
…
Cji
…
Cjk
…
…
…
…
…
…
Cn1
Cn2
…
Cni
…
Dk
Если вспомнить, что связи случайных величин можно описывать не только ковариациями, но и коэффициентами корреляции, то в соответствие матрице {3-29} можно поставить матрицу парных коэффициентов корреляции или корреляционную матрицу
R [k·k] {3-30}
1
R12
R13
…
…
R1k
R21
1
R23
…
…
R2k
…
…
…
…
…
…
Rj1
Rj2
…
Rji
…
Rjk
…
…
…
…
…
…
Rn1
Rn2
…
Rni
…
1
в которой на диагонали находятся 1, а внедиагональные элементы являются обычными коэффициентами парной корреляции.
Так вот, пусть мы полагали наблюдаемые переменные Ei независящими друг от друга, т.е. ожидали увидеть матрицу R[k·k] диагональной, с единицами в главной диагонали и нулями в остальных местах. Если теперь это не так, то наши догадки о наличии латентных факторов в какой-то мере получили подтверждение.
