Многомерный статистический анализ. Многомерный статистический анализ: сущность и виды

выборочной табл. сопряженности макс, правдоподобных оценок:

G 2 = -2 ^ п щ Щт т ■ п ш)

имеет асимптотическое χ 2 -распределе­ние. На этом основана стат. проверка гипотезы о взаимосвязях.

Опыт обработки данных с помощью А.л. показал его эффективность как спо­соба целенаправленного анализа много­мерной табл. сопряженности, содержа­щей (в случае содержательно разумного выбора переменных) огромный, по срав­нению с двухмерными табл., объем ин­тересующей социолога информации. Метод позволяет сжато описать эту табл. (в виде гипотезы о связях) и в то же вре­мя детально проанализировать конкр. взаимосвязь. Ал. обычно применяется многоэтапно, в форме диалога социо­лог-ЭВМ. Т.о., А.л. обладает значитель­ной гибкостью, представляет возмож­ность формулировать разнообразного вида предположения о взаимосвязях, включать опыт социолога в процедуру формального анализа данных.

Лит.: Аптоп Г. Анализ табл. сопря­женности. М., 1982; Типология и клас­сификация в социол. иссл-ях. М., 1982; Bishop Y.M.M. et ai. Discrete Multivariate Analysis. N.Y., 1975; Agresti A. An Introduction to Categorical Data Analysis. N.Y., 1966.

А.А. Мирзоев

АНАЛИЗ МНОГОМЕРНЫЙ СТАТИ­СТИЧЕСКИЙ - разд. статистики ма­тематической, посвященный матем. ме­тодам, направленным на выявление ха­рактера и структуры взаимосвязей между компонентами исследуемого признака многомерного и предназначенным для получения науч. и практических выво­дов. Исходным массивом многомерных данных для проведения А.м.с. обычно служат рез-ты измерения компонент многомерного признака для каждого из объектов исследуемой совокупности, т.е. последовательность многомерных на­блюдений (см. Наблюдение в статисти­ке). Многомерный признак чаще всего интерпретируется как многомерная вели-

чина случайная, а последовательность многомерных наблюдений - как выбор­ка из генеральной совокупности. В этом случае выбор метода обработки исход­ных стат. данных производится на осно­ве тех или иных допущений относитель­но природы закона распределения изучае­мого многомерного признака (см. Рас­пределение вероятностей).

1. А.м.с. многомерных распределений и их осн. характеристик охватывает си­туации, когда обрабатываемые наблюде­ния имеют вероятностную природу, т.е. интерпретируются как выборка из соотв. генеральной совокупности. К осн. зада­чам этого подраздела относятся; оцени­вание статистическое исследуемых мно­гомерных распределений и их осн. пара­метров; иссл-е свойств используемых стат. оценок; иссл-е распределений веро­ятностей для ряда статистик, с помощью к-рых строятся стат. критерии проверки разл. гипотез о вероятностной природе анализируемых многомерных данных (см. Проверка статистических гипотез).

2. А.м.с. характера и структуры взаи­мосвязей компонент исследуемого мно­гомерного признака объединяет понятия и рез-ты, присущие таким методам и моделям, как анализ регрессионный, ана­лиз дисперсионный, анализ ковариацион­ный, анализ факторный, анализ латентно-структурный, анализ логяшейный, поиск взаимодействий. Методы, принадлежа­щие к этой гр., включают как алгорит­мы, осн. на предположении о вероятно­стной природе данных, так и методы, не укладывающиеся в рамки к.-л. вероят­ностной модели (последние чаще отно­сят к методам анализа данных).

3. А.м.с. геометрической структуры исследуемой совокупности многомерных наблюдений объединяет понятия и рез-ты, свойственные таким моделям и методам, как анализ дискриминантиый, анализ кластерный (см. Методы класси­фикации, Шкала). Узловым для этих мо­делей явл. понятие расстояния либо ме­ры близости между анализируемыми элементами как точками нек-рого про-

АНАЛИЗ ПРИЧИННЫЙ

странства. При этом анализироваться могут как объекты (как точки, задавае­мые в признаковом пространстве), так и признаки (как точки, задаваемые в «объ­ектном» пространстве).

Прикладное значение А.м.с. состоит в осн. в обслуживании след. трех про­блем: стат. иссл-я зависимостей между рассматриваемыми показателями; клас­сификации элементов (объектов) или признаков; снижения размерности рас­сматриваемого признакового простран­ства и отбора наиб, информативных признаков.

Лит.: Стат. методы анализа социол. информации. М., 1979; Типология и клас­сификация в социол. иссл-ях. М., 1982; Интерпретация и анализ данных в соци­ол, иссл-ях. М., 1987; Айвазян С.А., Мхи-тарян В. С. Прикладная статистика и ос­новы эконометрики: Учеб. М., 1998; Сош-никова Л.А. и др. Многомерный стат. ана­лиз в экономике. М., 1999; Дубров А.М., Мхитарян В. С, Трошин Л.И. Многомер­ные стат. методы для экономистов и ме­неджеров. М., 2000; Ростовцев B.C., Кова­лева Т.Д. Анализ социол. данных с приме­нением стат. пакета SPSS. Новосибирск, 2001; Тюрин Ю.Н., Макаров А. А. Анализ данных на компьютере. Ы., 2003; Крыш-тановский А. О. Анализ социол. данных с помощью пакета SPSS. Μ., 2006.

ЮН. Толстова

АНАЛИЗ ПРИЧИННЫЙ - методы мо­делирования причинных отношений меж­ду признаками с помощью систем стат. уравнений, чаще всего регрессионных (см. Анализ регрессионный). Существуют и др. названия этой довольно обширной и постоянно изменяющейся области ме­тодов: путевой анализ, как впервые на­звал его основоположник С. Райт; мето­ды структурных эконометрических урав­нений, как принято в эконометрике, и др. Осн. понятиями А.п. явл.: путевая (структурная, причинная) диаграмма, причинный (путевой) коэффициент, прямые, косвенные и мнимые компо­ненты связи между признаками. Ис­пользуемое в А.п. понятие «причинное отношение* не затрагивает сложных фи-

лос. проблем, связанных с понятием «причинность». Причинный коэффици­ент опред. вполне операционально. Ма-тем. аппарат дает возможность проверки наличия прямых и косвенных причин­ных связей между признаками, а также выявления тех компонент корреляцион­ных коэффициентов (см. Корреляция), к-рые связаны с прямыми, косвенными и мнимыми связями.

Путевая диаграмма отражает графи­чески гипотетически предполагаемые причинные, направленные связи между признаками. Система признаков с одно­направленными связями называется ре­курсивной. Нерекурсивные причинные системы учитывают также и обратные связи, напр., два признака системы мо­гут быть одновременно и причиной, и следствием по отношению друг к другу. Все признаки делятся на признаки-след­ствия (зависимые, эндогенные) и при­знаки-причины (независимые, экзоген­ные). Однако в системе уравнений эндо­генные признаки одного из уравнений могут быть экзогенными признаками др. уравнений. В случае четырех признаков рекурсивная диаграмма всех возможных связей между признаками имеет вид:

Построение диаграммы связей явл. необходимой предпосылкой матем. фор­мулирования системы стат. уравнений, отражающей влияния, представленные на диаграмме. Осн. принципы построе­ния системы регрессионных уравнений проиллюстрируем на примере тех же че­тырех признаков. Идя по ходу стрелок, начиная с Хи находим первый эндоген-

АНАЛИЗ ПРИЧИННЫЙ

ный признак и отмечаем те признаки, к-рые на него влияют как прямо (непо­средственно), так и косвенно (опосредо­ванно) и через др. признаки. Первое стан­дартизированное регрессионное уравне­ние соответствует первому эндогенному признаку Xj и выражает зависимость Χι от тех признаков, к-рые на него влияют, т.е. от Χγ. Т.о., первое уравнение имеет вид: Χι = bi\X\.

Затем выявляем второй эндогенный признак, к-рый имеет направленные на него связи. Это признак Aj, ему соответ­ствуют экзогенные переменные Х\ и Χι, поэтому второе регрессионное уравнение в стандартизированном виде формулиру­ется так: Aj = ЬцХ\ + ЬпХг и т.д. С учетом ошибок измерения U система стандарти­зованных регрессионных моделей для нашей конкретной причинной диа­граммы имеет вид: Х\ = Ui, А? =

- Ь->\Х\ + Ui, Хт, = 631ΑΊ + byiXi + Uy, Χα -

- baXi + binXi + Й43А3 + Щ. Чтобы оце­нить коэффициенты b, s , необходимо ее решить. Решение существует при усло­вии, что данные удовлетворяют нек-рым естеств. стат. требованиям. Ь$ называют­ся причинными коэффициентами и час­то обозначаются как Ру. Т.о., Р# показы­вает ту долю изменения вариации эндо­генного признака;, к-рая происходит при изменении экзогенного признака j на единицу стандартного отклонения этого признака при условии, что влия­ние остальных признаков уравнения ис­ключается (см. Анализ регрессионный). Иначе говоря, Р,у есть прямой эффект признака j на признак г. Косвенный эф­фект признака j на;) вычисляется на ос­нове учета всех путей влияния j на i за исключением прямого.

На диаграмме прямое влияние перво­го признака на четвертый схематически представление прямой стрелой, непо­средственно идущей от Χι к Xt, символи­чески изображаемое как 1->4; оно равно коэффициенту причинного влияния Р, Х 2 , ..., Х Р. Строго регрессионную зависимость можно определить след. об­разом.

Пусть У, Х\, Хг, ..., Х р - случайные
величины с заданным совместным рас­
пределением вероятностей. Если для каж­
дого набора значений Χ λ =х\, Х 2 = хг, ...,
Х р = х р определено условное матем. ожи­
дание Υ(χ\, Х2, ..., Хр) - E(Y/(X] = xj,
Χι = Х2, ..., Х р = Хр)), то функция Υ(Χ],
Х2, ..., Хр) называется регрессией величи­
ны У по величинам Х\, Хг, ..., Х р, а ее
график - линией регрессии У по Х\, Хг,
..., Х р, или уравнением регрессии. Зави­
симость У от ΛΊ, Хг ....... Х р проявляется в

изменении средних значений Упри из­
менении Х\, Хг ........ Хр. Хотя при каждом

фиксированном наборе значений X] - xj, Хг = хг, » , Хр ~ Хр величина Τ остается случайной величиной с опред. рассеяни­ем. Для выяснения вопр., насколько точно регрессия оценивает изменение У при изменении ΑΊ, Хг, ..., Х р, использует­ся средняя величина дисперсии У при разных наборах значений Х\, Хг, ..., Хр (фактически речь идет о мере рассеяния зависимой переменной вокруг линии регрессии).

На практике линия регрессии чаще всего ищется в виде линейной функции У = Ьй + biXi + ЬгХг + - + ЬрХр (линейная регрессия), наилучшим образом прибли­жающей искомую кривую. Делается это с помощью метода наименьших квадра­тов, когда минимизируется сумма квад­ратов отклонений реально наблюдаемых У от их оценок У (имеются в виду оцен­ки с помощью прямой линии, претен­дующей на то, чтобы представлять ис­комую регрессионную зависимость): w

У (У -У) => min (Ν - объем выборки), ы

Этот подход основан на том известном факте, что фигурирующая в приведен­ном выражении сумма принимает ми-ним. значение именно для того случая, когда У= Υ(χ\, хг, --, х Р). Применение

Дисперсионный анализ.

Целью дисперсионного анализа является проверка статистической значимости различия между средними (для групп или переменных). Эта проверка проводится с помощью разбиения суммы квадратов на компоненты, т.е. с помощью разбиения общей дисперсии (вариации) на части, одна из которых обусловлена случайной ошибкой (то есть внутригрупповой изменчивостью), а вторая связана с различием средних значений. Последняя компонента дисперсии затем используется для анализа статистической значимости различия между средними значениями. Если это различие значимо , нулевая гипотеза отвергается и принимается альтернативная гипотеза о существовании различия между средними.

Разбиение суммы квадратов. Для выборки объема n выборочная дисперсия вычисляется как сумма квадратов отклонений от выборочного среднего, деленная на n-1 (объем выборки минус единица). Таким образом, при фиксированном объеме выборки n дисперсия есть функция суммы квадратов (отклонений). В основе дисперсионного анализа лежит разделение дисперсии на части или компоненты, т.е. выборка разбивается на две части в которых вычисляются среднии и сумма квадратов отклонений. Расчет тех же показателей по выборки в целом дает большее значение дисперсии, что объясняется расхождение между групповыми средними. Таким образом, дисперсионный анализ позволяет объяснить внутригрупповую изменчивость, которая при исследовании всей группы в целом не может быть изменена.

Проверка значимости в дисперсионном анализе основана на сравнении компоненты дисперсии, обусловленной межгрупповым и компоненты дисперсии, обусловленной внутригрупповым разбросом (называемой средним квадратом ошибки). Если верна нулевая гипотеза (равенство средних в двух популяциях), то можно ожидать сравнительно небольшое различие выборочных средних из-за чисто случайной изменчивости. Поэтому, при нулевой гипотезе, внутригрупповая дисперсия будет практически совпадать с общей дисперсией, подсчитанной без учета групповой принадлежности. Полученные внутригрупповые дисперсии можно сравнить с помощью F-критерия, проверяющего, действительно ли отношение дисперсий значимо больше 1.

Преимущества: 1) дисперсионный анализ существенно более эффективен и, для малых выборок, т.к. более информативен; 2)дисперсионный анализ позволяет обнаружить эффекты взаимодействия между факторами и, поэтому, позволяет проверять более сложные гипотезы

Метод главных компонент состоит в линейном понижении размерности, в котором определяются попарно ортогональные направления максимальной вариации исходных данных, после чего данные проектируются на пространство меньшей размерности, порожденное компонентами с наибольшей вариацией.

Метод главных компонент является частью факторного анализа, который состоит в том, что две коррелированные переменные объединены в один фактор. Если пример с двумя переменными распространить на большее число переменных, то вычисления становятся сложнее, однако основной принцип представления двух или более зависимых переменных одним фактором остается в силе.

При сокращении числа переменных решение о том, когда следует остановить процедуру выделения факторов, главным образом зависит от точки зрения на то, что считать малой "случайной" изменчивостью. При повторных итерациях выделяются факторы с все меньшей и меньшей дисперсией.

Центроидный метод определения факторов.

Центроидный метод используется при кластерном анализе. В этом методе расстояние между двумя кластерами определяется как расстояние между их центрами тяжести при не взвешенном центроидном методе..

Взвешенный центроидный метод (медиана) идентичен не взвешенному, за исключением того, что при вычислениях используются веса для учёта разницы между размерами кластеров (т.е. числами объектов в них). Поэтому, если имеются (или подозреваются) значительные отличия в размерах кластеров, этот метод оказывается предпочтительнее предыдущего.

Кластерный анализ.

Термин кластерный анализ в действительности включает в себя набор различных алгоритмов классификации. Общий вопрос, задаваемый исследователями во многих областях, состоит в том, как организовать наблюдаемые данные в наглядные структуры, т.е. определить кластеры схожих объектов. Фактически, кластерный анализ является не столько обычным статистическим методом, сколько "набором" различных алгоритмов "распределения объектов по кластерам". Существует точка зрения, что в отличие от многих других статистических процедур, методы кластерного анализа используются в большинстве случаев тогда, когда вы не имеете каких-либо априорных гипотез относительно классов, но все еще находитесь в описательной стадии исследования. Следует понимать, что кластерный анализ определяет "наиболее возможно значимое решение".

Алгоритм древовидной кластеризации. Назначение этого алгоритма состоит в объединении объектов в достаточно большие кластеры, используя некоторую меру сходства или расстояние между объектами. Типичным результатом такой кластеризации является иерархическое дерево, которое представляет собой диаграмму. Диаграмма начинается с каждого объекта в классе (в левой части диаграммы). Теперь представим себе, что постепенно (очень малыми шагами) вы "ослабляете" ваш критерий о том, какие объекты являются уникальными, а какие нет. Другими словами, вы понижаете порог, относящийся к решению об объединении двух или более объектов в один кластер. В результате, вы связываете вместе всё большее и большее число объектов и агрегируете (объединяете) все больше и больше кластеров, состоящих из все сильнее различающихся элементов. Окончательно, на последнем шаге все объекты объединяются вместе. На этих диаграммах горизонтальные оси представляют расстояние объединения (в вертикальных древовидных диаграммах вертикальные оси представляют расстояние объединения). Так, для каждого узла в графе (там, где формируется новый кластер) вы можете видеть величину расстояния, для которого соответствующие элементы связываются в новый единственный кластер. Когда данные имеют ясную "структуру" в терминах кластеров объектов, сходных между собой, тогда эта структура, скорее всего, должна быть отражена в иерархическом дереве различными ветвями. В результате успешного анализа методом объединения появляется возможность обнаружить кластеры (ветви) и интерпретировать их.

Дискриминантный анализ используется для принятия решения о том, какие переменные различают (дискриминируют) две или более возникающие совокупности (группы). Наиболее общим применением дискриминантного анализа является включение в исследование многих переменных с целью определения тех из них, которые наилучшим образом разделяют совокупности между собой. Другими словами, вы хотите построить "модель", позволяющую лучше всего предсказать, к какой совокупности будет принадлежать тот или иной образец. В следующем рассуждении термин "в модели" будет использоваться для того, чтобы обозначать переменные, используемые в предсказании принадлежности к совокупности; о неиспользуемых для этого переменных будем говорить, что они "вне модели".

В пошаговом анализе дискриминантных функций модель дискриминации строится по шагам. Точнее, на каждом шаге просматриваются все переменные и находится та из них, которая вносит наибольший вклад в различие между совокупностями. Эта переменная должна быть включена в модель на данном шаге, и происходит переход к следующему шагу.

Можно также двигаться в обратном направлении, в этом случае все переменные будут сначала включены в модель, а затем на каждом шаге будут устраняться переменные, вносящие малый вклад в предсказания. Тогда в качестве результата успешного анализа можно сохранить только "важные" переменные в модели, то есть те переменные, чей вклад в дискриминацию больше остальных.

Эта пошаговая процедура "руководствуется" соответствующим значением F для включения и соответствующим значением F для исключения. Значение F статистики для переменной указывает на ее статистическую значимость при дискриминации между совокупностями, то есть, она является мерой вклада переменной в предсказание членства в совокупности.

Для двух групп дискриминантный анализ может рассматриваться также как процедура множественной регрессии. Если вы кодируете две группы как 1 и 2, и затем используете эти переменные в качестве зависимых переменных в множественной регрессии, то получите результаты, аналогичные тем, которые получили бы с помощью дискриминантного анализа. В общем, в случае двух совокупностей вы подгоняете линейное уравнение следующего типа:

Группа = a + b1*x1 + b2*x2 + ... + bm*xm

где a является константой, и b1...bm являются коэффициентами регрессии. Интерпретация результатов задачи с двумя совокупностями тесно следует логике применения множественной регрессии: переменные с наибольшими регрессионными коэффициентами вносят наибольший вклад в дискриминацию.

Если имеется более двух групп, то можно оценить более, чем одну дискриминантную функцию подобно тому, как это было сделано ранее. Например, когда имеются три совокупности, вы можете оценить: (1) - функцию для дискриминации между совокупностью 1 и совокупностями 2 и 3, взятыми вместе, и (2) - другую функцию для дискриминации между совокупностью 2 и совокупности 3. Например, вы можете иметь одну функцию, дискриминирующую между теми выпускниками средней школы, которые идут в колледж, против тех, кто этого не делает (но хочет получить работу или пойти в училище), и вторую функцию для дискриминации между теми выпускниками, которые хотят получить работу против тех, кто хочет пойти в училище. Коэффициенты b в этих дискриминирующих функциях могут быть проинтерпретированы тем же способом, что и ранее.

Каноническая корреляция.

Канонический анализ предназначен для анализа зависимостей между списками переменными. Если говорить точнее, он позволяет исследовать зависимость между двумя множествами переменных. При вычислении канонических корней подсчитывают собственные значения матрицы корреляций. Эти значения равны доле дисперсии, объясняемой корреляцией между соответствующими каноническими переменными. При этом полученная доля вычисляется относительно дисперсии канонических переменных, т.е. взвешенных сумм по двум множествам переменных; таким образом, собственные значения не показывают абсолютного значения, объясняемого в соответствующих канонических переменных.

Если извлечь квадратный корень из полученных собственных значений, получим набор чисел, который можно проинтерпретировать как коэффициенты корреляции. Поскольку они относятся к каноническим переменным, их также называют каноническими корреляциями. Как и собственные значения, корреляции между последовательно выделяемыми на каждом шаге каноническими переменными, убывают. Однако другие канонические переменные также могут быть значимо коррелированы, и эти корреляции часто допускают достаточно осмысленную интерпретацию.

Критерий значимости канонических корреляций сравнительно несложен. Во-первых, канонические корреляции оцениваются одна за другой в порядке убывания. Только те корни, которые оказались статистически значимыми, оставляются для последующего анализа. Хотя на самом деле вычисления происходят немного иначе. Программа сначала оценивает значимость всего набора корней, затем значимость набора, остающегося после удаления первого корня, второго корня, и т.д.

Исследования показали, что используемый критерий обнаруживает большие канонические корреляции даже при небольшом размере выборки (например, n = 50). Слабые канонические корреляции (например, R = .3) требуют больших размеров выборки (n > 200) для обнаружения в 50% случаев. Отметим, что канонические корреляции небольшого размера обычно не представляют практической ценности, поскольку им соответствует небольшая реальная изменчивость исходных данных.

Канонические веса. После определения числа значимых канонических корней возникает вопрос об интерпретации каждого (значимого) корня. Напомним, что каждый корень в действительности представляет две взвешенные суммы, по одной на каждое множество переменных. Одним из способов толкования "смысла" каждого канонического корня является рассмотрение весов, сопоставленных каждому множеству переменных. Эти веса также называются каноническими весами.

При анализе, обычно, пользуются тем, что чем больше приписанный вес (т.е., абсолютное значение веса), тем больше вклад соответствующей переменной в значение канонической переменной.

Если вы знакомы с множественной регрессией, вы можете применить для канонических весов интерпретацию, использованную для бета - весов в уравнении множественной регрессии. Канонические веса, в некотором смысле, аналогичны частным корреляциям переменных, соответствующих каноническому корню. Таким образом, рассмотрение канонических весов позволяют понять "значение" каждого канонического корня, т.е. увидеть, как конкретные переменные в каждом множестве влияют на взвешенную сумму (т.е. каноническую переменную).

Параметрические и непараметрические методы оценки результатов.

Параметрические методы, основанные на выборочном распределении определенной статистики. Говоря кратко, если вы знаете распределение наблюдаемой переменной, то можете предсказать, как в повторных выборках равного объема будет "вести себя" используемая статистика - т.е. каким образом она будет распределена.

В практике использование параметрических методов ограничено из-за объема или размера выборки доступной для анализа; проблем с точным измерением признаков наблюдаемого объекта

Таким образом, возникает необходимость в наличие процедур, позволяющих обрабатывать данные "низкого качества" из выборок малого объема с переменными, про распределение которых мало что или вообще ничего не известно. Непараметрические методы как раз и разработаны для тех ситуаций, достаточно часто возникающих на практике, когда исследователь ничего не знает о параметрах исследуемой популяции (отсюда и название методов - непараметрические). Говоря более специальным языком, непараметрические методы не основываются на оценке параметров (таких как среднее или стандартное отклонение) при описании выборочного распределения интересующей величины. Поэтому эти методы иногда также называются свободными от параметров или свободно распределенными.

По существу, для каждого параметрического критерия имеется, по крайней мере, один непараметрический аналог. Эти критерии можно отнести к одной из следующих групп:

критерии различия между группами (независимые выборки);

критерии различия между группами (зависимые выборки);

критерии зависимости между переменными.

Различия между независимыми группами. Обычно, когда имеются две выборки (например, мужчины и женщины), которые вы хотите сравнить относительно среднего значения некоторой изучаемой переменной, вы используете t-критерий для независимых. Непараметрическими альтернативами этому критерию являются: критерий серий Вальда-Вольфовица, U критерий Манна-Уитни и двухвыборочный критерий Колмогорова-Смирнова. Если вы имеете несколько групп, то можете использовать дисперсионный анализ. Его непараметрическими аналогами являются: ранговый дисперсионный анализ Краскела-Уоллиса и медианный тест.

Различия между зависимыми группами. Если вы хотите сравнить две переменные, относящиеся к одной и той же выборке (например, математические успехи студентов в начале и в конце семестра), то обычно используется t-критерий для зависимых выборок. Альтернативными непараметрическими тестами являются: критерий знаков и критерий Вилкоксона парных сравнений. Если рассматриваемые переменные по природе своей категориальны или являются категоризованными (т.е. представлены в виде частот попавших в определенные категории), то подходящим будет критерий хи-квадрат Макнемара. Если рассматривается более двух переменных, относящихся к одной и той же выборке, то обычно используется дисперсионный анализ (ANOVA) с повторными измерениями. Альтернативным непараметрическим методом является ранговый дисперсионный анализ Фридмана или Q критерий Кохрена (последний применяется, например, если переменная измерена в номинальной шкале). Q критерий Кохрена используется также для оценки изменений частот (долей).

Зависимости между переменными. Для того, чтобы оценить зависимость (связь) между двумя переменными, обычно вычисляют коэффициент корреляции. Непараметрическими аналогами стандартного коэффициента корреляции Пирсона являются статистики Спирмена R, тау Кендалла и коэффициент Гамма Если две рассматриваемые переменные по природе своей категориальны, подходящими непараметрическими критериями для тестирования зависимости будут: Хи-квадрат, Фи коэффициент, точный критерий Фишера. Дополнительно доступен критерий зависимости между несколькими переменными так называемый коэффициент конкордации Кендалла. Этот тест часто используется для оценки согласованности мнений независимых экспертов (судей), в частности, баллов, выставленных одному и тому же субъекту.

Если данные не являются нормально распределенными, а измерения, в лучшем случае, содержат ранжированную информацию, то вычисление обычных описательных статистик (например, среднего, стандартного отклонения) не слишком информативно. Например, в психометрии хорошо известно, что воспринимаемая интенсивность стимулов (например, воспринимаемая яркость света) представляет собой логарифмическую функцию реальной интенсивности (яркости, измеренной в объективных единицах - люксах). В данном примере, обычная оценка среднего (сумма значений, деленная на число стимулов) не дает верного представления о среднем значении действительной интенсивности стимула. (В обсуждаемом примере скорее следует вычислить геометрическое среднее.) Непараметрическая статистика вычисляет разнообразный набор мер положения (среднее, медиану, моду и т.д.) и рассеяния (дисперсию, гармоническое среднее, квартильный размах и т.д.), позволяющий представить более "полную картину" данных.

МНОГОМЕРНЫЙ СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ

Раздел математич. статистики, посвященный математич. методам построения оптимальных планов сбора, систематизации и обработки многомерных статистич. данных, направленным на выявление характера и структуры взаимосвязей между компонентами исследуемого многомерного признака и предназначенным для получения научных и практич. выводов. Под многомерным признаком понимается р-мерный показателей (признаков, переменных) среди к-рых могут быть: количественные, т. е. скалярно измеряющие в определенной шкале проявления изучаемого свойства объекта, п о-рядковые (или ординальные), т. е. позволяющие упорядочивать анализируемые объекты по степени проявления в них изучаемого свойства; и классификационные (или номинальные), т. е. позволяющие разбивать исследуемую совокупность объектов на не поддающиеся упорядочиванию однородные (по анализируемому свойству) классы. Результаты измерения этих показателей

на каждом из побъектов исследуемой совокупности образуют многомерных наблюдений, или исходный массив многомерных данных для проведения М. с. а. Значительная часть М. с. а. обслуживает ситуации, в к-рых исследуемый многомерный признак интерпретируется как многомерная и соответственно последовательность многомерных наблюдений (1) - как из генеральной совокупности. В этом случае выбор методов обработки исходных статистич. данных и анализ их свойств производится на основе тех или иных допущений относительно природы многомерного (совместного) закона распределения вероятностей

Многомерный статистический анализ многомерных распределений и их основных характеристик охватывает лишь ситуации, в к-рых обрабатываемые наблюдения (1) имеют вероятностную природу, т. е. интерпретируются как выборка из соответствующей генеральной совокупности. К основным задачам этого подраздела относятся: статистич. оценивание исследуемых многомерных распределений, их основных числовых характеристик и параметров; исследование свойств используемых статистич. оценок; исследование распределений вероятностей для ряда статистик, с помощью к-рых строятся статистич. критерии проверки различных гипотез о вероятностной природе анализируемых многомерных данных. Основные результаты относятся к частному случаю, когда исследуемый признак подчинен многомерному нормальному закону распределения функция плотности к-рого задается соотношением

где - вектор математич. ожиданий компонент случайной величины , т. е.- ковариационная матрица случайного вектора , т. е.- ковариации компонент вектора (рассматривается невырожденный случай, когда ; в противном случае, т. е. при ранге , все результаты остаются справедливыми, но применительно к подпространству меньшей размерности , в к-рой оказывается сосредоточенным исследуемого случайного вектора ).

Так, если (1) - последовательность независимых наблюдений, образующих случайную выборку из то оценками максимального правдоподобия для параметров и , участвующих в (2), являются соответственно статистики (см. , )

причем случайный вектор подчиняется р-мерному нормальному закону и не зависит от , а совместное распределение элементов матрицы описывается т. н. распределением Уиша р-т а (см. ), к-рого

В рамках этой же схемы исследованы распределения и моменты таких выборочных характеристик многомерной случайной величины, как коэффициенты парной, частной и множественной корреляции, обобщенная (т. е. ), обобщенная -статистике Хотеллинга (см. ). В частности (см. ), если определить в качестве выборочной ковариационной матрицы подправленную "на несмещенность" оценку , а именно:

то случайной величины стремится к при , а случайные величины

подчиняются F-распределениям с числами степеней свободы соответственно (р, п-р) и (р, п 1 +п 2 -р-1). В соотношении (7) п 1 и n 2 - объемы двух независимых выборок вида (1), извлеченных из одной и той же генеральной совокупности - оценки вида (3) и (4)-(5), построенные по i-й выборке, а

Общая выборочная ковариационная , построенная по оценкам и

Многомерный статистический анализ характера и структуры взаимосвязей компонент исследуемого многомерного признака объединяет в себе понятия и результаты, обслуживающие такие методы и модели М. с. а., как множественная , многомерный дисперсионный анализ и ковариационный анализ, факторный анализ и метод главных компонент, анализ канонич. корреляций. Результаты, составляющие содержание этого подраздела, могут быть условно разделены на два основных типа.

1) Построение наилучших (в определенном смысле) статистич. оценок для параметров упомянутых моделей и анализ их свойств (точности, а в вероятностной постановке - законов их распределения, доверительных: областей и т. д.). Так, пусть исследуемый многомерный признак интерпретируется как векторная случайная , подчиненная р-мерному нормальному распределению , и расчленен на два подвектора--столбца и размерности qи р-qсоответственно. Это определяет и соответствующее расчленение вектора математич. ожиданий , теоретической и выборочной ковариационных матриц , а именно:

Тогда (см. , ) подвектора (при условии, что второй подвектор принял фиксированное значение ) будет также нормальным ). При этом оценками максимального правдоподобия. для матриц регрессионных коэффициентов и ковариацин этой классической многомерной модели множественной регрессии

будут взаимно независимые статистики соответственно

здесь распределение оценки подчинено нормальному закону , а оценки п - закону Уишарта с параметрами и (элементы ковариационной матрицы выражаются в терминах элементов матрицы ).

Основные результаты по построению оценок параметров и исследованию их свойств в моделях факторного" анализа, главных компонент и канонич. корреляций относятся к анализу вероятностно-статистич. свойств собственных (характеристических) значений и векторов различных выборочных ковариационных матриц.

В схемах, не укладывающихся в рамки классич. нормальной модели и тем более в рамки какой-либо вероятностной модели, основные результаты относятся к построению алгоритмов (и исследованию их свойств) вычисления оценок параметров, наилучших с точки зрения нек-poro экзогенно заданного функционала качества (пли адекватности) модели.

2) Построение статистич. критериев для проверки различных гипотез о структуре исследуемых взаимосвязей. В рамках многомерной нормальной модели (последовательности наблюдений вида (1) интерпретируются как случайные выборки из соответствующих многомерных нормальных генеральных совокупностей) построены, напр., статистич. критерии для проверки следующих гипотез.

I. Гипотезы о равенстве вектора математич. ожиданий исследуемых показателей заданному конкретному вектору ; проверяется с помощью -статистики Хотеллинга с подстановкой в формулу (6)

II. Гипотезы о равенстве векторов математич. ожиданий в двух генеральных совокупностях (с одинаковыми, но неизвестными ковариационными матрицами), представленных двумя выборками; проверяется с помощью статистики (см. ).

III. Гипотезы о равенстве векторов математич. ожиданий в нескольких генеральных совокупностях (с одинаковыми, но неизвестными ковариационными матрицами), представленных своими выборками; проверяется с помощью статистики

в к-рой есть i-е р-мерное наблюдение в выборке объема , представляющей j-ю генеральную совокупность, а и - оценки вида (3), построенные соответственно отдельно по каждой из выборок и по объединенной выборке объема

IV. Гипотезы об эквивалентности нескольких нормальных генеральных совокупностей, представленных своими выборками проверяется с помощью статистики

в к-рой - оценка вида (4), построенная отдельно по наблюдениям j- йвыборки, j=1, 2, ... , k.

V. Гипотезы о взаимной независимости подвекторов-столбцов размерностей соответственно на к-рые расчленен исходный р-мерный вектор исследуемых показателей проверяется с помощью статистики

в к-рой и - выборочные ковариационные матрицы вида (4) для всего вектора и для его подвектора x (i) соответственно.

Многомерный статистический анализ геометрической структуры исследуемой совокупности многомерных наблюдений объединяет в себе понятия и результаты таких моделей и схем, как дискриминантный анализ, смеси вероятностных распределений, кластер-анализ и таксономия, многомерное шкалирование. Узловым во всех этих схемах является понятие расстояния (меры близости, меры сходства) между анализируемыми элементами. При этом анализируемыми могут быть как реальные объекты, на каждом из к-рых фиксируются значения показателей ,- тогда геометрич. образом i-го обследованного объекта будет точка в соответствующем р-мерном пространстве, так и сами показатели - тогда геометрич. образом l-го показателя будет точка в соответствующем n-мерном пространстве.

Методы и результаты дискриминантного анализа (см. , , ) направлены на следующей задачи. Известно о существовании определенного числа генеральных совокупностей и у исследователя имеется по одной выборке из каждой совокупности ("обучающие выборки"). Требуется построить основанное на имеющихся обучающих выборках наилучшее в определенном смысле классифицирующее правило, позволяющее приписать нек-рый новый элемент (наблюдение ) к своей генеральной совокупности в ситуации, когда исследователю заранее не известно, к какой из совокупностей этот элемент принадлежит. Обычно под классифицирующим правилом понимается последовательность действий: по вычислению скалярной функции от исследуемых показателей, по значениям к-рой принимается решение об отнесении элемента к одному из классов (построение дискриминантной функции); по упорядочению самих показателей по степени их информативности с точки зрения правильного отнесения элементов к классам; по вычислению соответствующих вероятностей ошибочной классификации.

Задача анализа смесей распределений вероятностей (см. ) чаще всего (но не всегда) возникает также в связи с исследованием "геометрической структуры" рассматриваемой совокупности. При этом понятие r-го однородного класса формализуется с помощью генеральной совокупности, описываемой нек-рым (как правило, унимодальным) законом распределения так что распределение общей генеральной совокупности, из к-рой извлечена выборка (1), описывается смесью распределений вида где p r - априорная вероятность (удельный элементов) r-го класса в общей генеральной совокупности. Задача состоит в "хорошем" статистич. оценивании (по выборке ) неизвестных параметров а иногда и к. Это, в частности, позволяет свести задачу классификации элементов к схеме дискриминантного анализа, хотя в данном случае отсутствовали обучающие выборки.

Методы и результаты кластер-анализа (классификации, таксономии, распознавании образов "без учителя", см. , , ) направлены на решение следующей задачи. Геометрич. анализируемой совокупности элементов задана либо координатами соответствующих точек (т. е. матрицей ... , п), либо набором геометрич. характеристик их взаимного расположения, напр, матрицей попарных расстояний . Требуется разбить исследуемую совокупность элементов на сравнительно небольшое (заранее известное или нет) классов так, чтобы элементы одного класса находились на небольшом расстоянии друг от друга, в то время как разные классы были бы по возможности достаточно взаимоудалены один от другого и не разбивались бы на столь же удаленные друг от друга части.

Задача многомерного шкалирования (см. ) относится к ситуации, когда исследуемая совокупность элементов задана с помощью матрицы попарных расстояний и заключается в приписывании каждому из элементов заданного числа (р)координат таким образом, чтобы структура попарных взаимных расстояний между элементами, измеренных с помощью этих вспомогательных координат, в среднем наименее отличались бы от заданной. Следует заметить, что основные результаты и методы кластер-анализа и многомерного шкалирования развиваются обычно без каких-либо допущении о вероятностной природе исходных данных.

Прикладное назначение многомерного статистического анализа состоит в основном в обслуживании следующих трех проблем.

Проблема статистического исследования зависимостей между анализируемыми показателями. Предполагая, что исследуемый набор статистически регистрируемых показателей xразбит, исходя из содержательного смысла этих показателей и окончательных целей исследования, на q-мернын подвектор предсказываемых (зависимых) переменных и (р-q)-мерный подвектор предсказывающих (независимых) переменных, можно сказать, что проблема состоит в определении на основании выборки (1) такой q-мерной векторной функции из класса допустимых решений F, к-рая давала бы наилучшую, в определенном смысле, аппроксимацию поведения подвектора показателей . В зависимости от конкретного вида функционала качества аппроксимации и природы,анализируемых показателей приходят к тем или иным схемам множественной регрессии, дисперсионного, ковариационного или конфлюентного анализа.

Проблема классификации элементов (объектов или показателей) в общей (нестрогой) постановке заключается в том, чтобы всю анализируемую совокупность элементов, статистически представленную в виде матрицы или матрицы разбить на сравнительно небольшое число однородных, в определенном смысле, групп . В зависимости от природы априорной информации и конкретного вида функционала, задающего критерий качества классификации, приходят к тем или иным схемам дискриминантного анализа, кластер-анализа (таксономии, распознавания образов "без учителя"), расщепления смесей распределений.

Проблема снижения размерности исследуемого факторного пространства и отбора наиболее информативных показателей заключается в определении такого набора сравнительно небольшого числа показателен найденного в классе допустимых преобразований исходных показателей на к-ром достигается верхняя нек-рой экзогенно заданной меры информативности m-мерной системы признаков (см. ). Конкретизация функционала, задающего меру автоинформативности (т. е. нацеленное на максимальное сохранение информации, содержащейся в статистич. массиве (1) относительно самих исходных признаков), приводит, в частности, к различным схемам факторного анализа и главных компонент, к методам экстремальной группировки признаков. Функционалы, задающие меру внешней информативности, т. е. нацеленные на извлечение из (1) максимальной информации относительно нек-рых других, не содержащихся непосредственно в ж, показателен или явлений, приводят к различным методам отбора наиболее информативных показателей в схемах статистич. исследования зависимостей и дискриминантного анализа.

Основной математический инструментарий М. с. а. составляют специальные методы теории систем линейных уравнений и теории матриц (методы решения простой и обобщенной задачи о собственных значениях и векторах; простое обращение и псевдообращение матриц; процедуры диагонализации матриц и т. д.) и нек-рые оптимизационные алгоритмы (методы покоординатного спуска, сопряженных градиентов, ветвей и границ, различные версии случайного поиска и стохастич. аппроксимации и т. д.).

Лит. : Андерсон Т., Введение в многомерный статистический анализ, пер. с англ., М., 1963; Кендалл М. Дж.., Стьюарт А., Многомерный статистический анализ и временные ряды, пер. с англ., М., 1976; Большев Л. Н., "Bull. Int. Stat. Inst.", 1969, № 43, p. 425-41; Wishаrt .J., "Biometrika", 1928, v. 20A, p. 32-52: Hotelling H., "Ann. Math. Stat.", 1931, v. 2, p. 360-78; [в] Кruskal J. В., "Psychometrika", 1964, v. 29, p. 1-27; Айвазян С. А., Бежаева 3. И., . Староверов О. В., Классификация многомерных наблюдений, М., 1974.

С. А. Айвазян.

Математическая энциклопедия. - М.: Советская энциклопедия . И. М. Виноградов . 1977-1985 .

Раздел статистики математической (см.), посвященный математич. методам, направленным на выявление характера и структуры взаимосвязей между компонентами исследуемого многомерного признака (см.) и предназначенным для получения научн. и практич.… …

В широком смысле раздел математической статистики (См. Математическая статистика), объединяющий методы изучения статистических данных, относящихся к объектам, которые характеризуются несколькими качественными или количественными… … Большая советская энциклопедия

АНАЛИЗ МНОГОМЕРНЫЙ СТАТИСТИЧЕСКИЙ - раздел математической статистики, предназначенный для анализа связей между тремя и более переменными. Можно условно выделить три основных класса задач А.М.С. Это исследование структуры связей между переменными и снижение размерности пространства … Социология: Энциклопедия

АНАЛИЗ КОВАРИАЦИОННЫЙ - – сово­купность методов математич. статистики, отно­сящихся к анализу моделей зависимости среднего значения нек рой случайной величины Y от набора неколичественных факторов F и одновременно от набора количественных факторов X. По отношению к Y… … Российская социологическая энциклопедия

Раздел математич. статистики, содержанием к рого является разработка и исследование статистич. методов решения следующей задачи различения (дискриминации): основываясь на результатах наблюдений, определить, какой из нескольких возможных… … Математическая энциклопедия, Орлова Ирина Владленовна, Концевая Наталья Валерьевна, Турундаевский Виктор Борисович. Книга посвящена многомерному статистическому анализу (МСА) и организации вычислений по МСА. Для реализации методов многомерной статистики используется программаобработки статистической…

Введение

Глава 1. Множественный регрессионный анализ

Глава 2. Кластерный анализ

Глава 3. Факторный анализ

Глава 4. Дискриминантный анализ

Список используемой литературы

Введение

Исходная информация в социально-экономических исследованиях представляется чаще всего в виде набора объектов, каждый из которых характеризуется рядом признаков (показателей). Поскольку число таких объектов и признаков может достигать десятков и сотен, и визуальный анализ этих данных малоэффективен, то возникают задачи уменьшения, концентрации исходных данных, выявления структуры и взаимосвязи между ними на основе построения обобщенных характеристик множества признаков и множества объектов. Такие задачи могут решиться методами многомерного статистического анализа.

Многомерный статистический анализ - раздел статистики, посвященный математическим методам, направленным на выявление характера и структуры взаимосвязей между компонентами исследуемого и предназначенным для получения научных и практических выводов.

Основное внимание в многомерном статистическом анализе уделяется математическим методам построения оптимальных планов сбора, систематизации и обработки данных, направленным на выявление характера и структуры взаимосвязей между компонентами исследуемого многомерного признака и предназначенным для получения научных и практических выводов.

Исходным массивом многомерных данных для проведения многомерного анализа обычно служат результаты измерения компонент многомерного признака для каждого из объектов исследуемой совокупности, т.е. последовательность многомерных наблюдений. Многомерный признак чаще всего интерпретируется как , а последовательность наблюдений как выборка из генеральной совокупности. В этом случае выбор метода обработки исходных статистических данных производится на основе тех или иных допущений относительно природы закона распределения изучаемого многомерного признака.

1. Многомерный статистический анализ многомерных распределений и их основных характеристик охватывает ситуации, когда обрабатываемые наблюдения имеют вероятностную природу, т.е. интерпретируются как выборка из соответствующей генеральной совокупности. К основным задачам этого подраздела относятся: оценивание статистическое исследуемых многомерных распределений и их основных параметров; исследование свойств используемых статистических оценок; исследование распределений вероятностей для ряда статистик, с помощью которых строятся статистические критерии проверки различных гипотез о вероятностной природе анализируемых многомерных данных.

2. Многомерный статистический анализ характера и структуры взаимосвязей компонент исследуемого многомерного признака объединяет понятия и результаты, присущие таким методам и моделям, как анализ, дисперсионный анализ, ковариационный анализ, факторный анализ и т.д. Методы, принадлежащие к этой группе, включают как алгоритмы, основанные на предположении о вероятностной природе данных, так и методы, не укладывающиеся в рамки какой-либо вероятностной модели (последние чаще относят к методам ).

3.Многомерный статистический анализ геометрической структуры исследуемой совокупности многомерных наблюдений объединяет понятия и результаты, свойственные таким моделям и методам, как дискриминантный анализ, кластерный анализ, многомерное шкалирование. Узловым для этих моделей является понятие расстояния, либо меры близости между анализируемыми элементами как точками некоторого пространства. При этом анализироваться могут как объекты (как точки, задаваемые в признаковом пространстве), так и признаки (как точки, задаваемые в объектном пространстве).

Прикладное значение многомерного статистического анализа состоит в основном в решении следующих трех задач:

· задача статистического исследования зависимостей между рассматриваемыми показателями;

· задача классификации элементов (объектов или признаков);

· задача снижения размерности рассматриваемого признакового пространства и отбора наиболее информативных признаков.

Множественный регрессионный анализ предназначен для построения модели, позволяющей по значениям независимых переменных получать оценки значений зависимой переменной.

Логистическая регрессия для решения задачи классификации. Это разновидность множественной регрессии, назначение которой состоит в анализе связи между несколькими независимыми переменными и зависимой переменной.

Факторный анализ занимается определением относительно небольшого числа скрытых (латентных) факторов, изменчивостью которых объясняется изменчивость всех наблюдаемых показателей. Факторный анализ направлен на снижение размерности рассматриваемой задачи.

Кластерный и дискриминантный анализ предназначены для разделения совокупностей объектов на классы, в каждый из которых должны входить объекты в определенном смысле однородные или близкие. При кластерном анализе заранее неизвестно, сколько получится групп объектов и какого они будут объема. Дискриминантный анализ разделяет объекты по уже существующим классам.

Глава 1. Множественный регрессионный анализ

Задание: Исследование рынка жилья в Орле (Советский и Северный районы).

В таблице приведены данные по цене квартир в Орле и по различным факторам, ее обусловливающим:

· общая площадь;

· площадь кухни;

· жилая площадь;

· тип дома;

· количество комнат. (Рис.1)

Рис. 1 Исходные данные

В графе «Район» использованы обозначения:

3 – Советский (элитный, относится к центральным районам);

4 – Северный.

В графе «Тип дома»:

1 – кирпичный;

0 – панельный.

Требуется:

1. Проанализировать связь всех факторов с показателем «Цена» и между собой. Отобрать факторы, наиболее подходящие для построения регрессионной модели;

2. Сконструировать фиктивную переменную, отображающую принадлежность квартиры к центральным и периферийным районам города;

3. Построить линейную модель регрессии для всех факторов, включив в нее фиктивную переменную. Пояснить экономический смысл параметров уравнения. Оценить качество модели, статистическую значимость уравнения и его параметров;

4. Распределить факторы (кроме фиктивной переменной) по степени влияния на показатель «Цена»;

5. Построить линейную модель регрессии для наиболее влиятельных факторов, оставив в уравнении фиктивную переменную. Оценить качество и статистическую значимость уравнения и его параметров;

6. Обосновать целесообразность или нецелесообразность включения в уравнение п. 3 и 5 фиктивной переменной;

7. Оценить интервальные оценки параметров уравнения с вероятностью 95%;

8. Определить, сколько будет стоить квартира общей площадью 74,5 м² в элитном (периферийном) районе.

Выполнение:

1. Проанализировав связь всех факторов с показателем «Цена» и между собой, были отобраны факторы, наиболее подходящие для построения регрессионной модели, используя метод включения «Forward»:

А) общая площадь;

В) количество комнат.

Включенные/исключенные переменные(a)

a Зависимая переменная: Цена

2. Переменная Х4 «Район» является фиктивной переменной, так как имеет 2 значения: 3-принадлежность к центральному району «Советский», 4- к периферийному району «Северный».

3. Построим линейную модель регрессии для всех факторов (включая фиктивную переменную Х4).

Полученная модель:

Оценка качества модели.

Стандартная ошибка = 126,477

Коэффициент Дарбина - Уотсона = 2,136

Проверка значимости уравнения регрессии

Значение критерия F-Фишера = 41,687

4. Построим линейную модель регрессию со всеми факторами (кроме фиктивной переменной Х4)

По степени влияния на показатель «Цена» распределили:

Самый значимый фактор – общая площадь (F= 40,806)

Второй по значимости фактор- количество комнат (F= 29,313)

5. Включенные/исключенные переменные

a Зависимая переменная: Цена

6. Построим линейную модель регрессии для наиболее влиятельных факторов с фиктивной переменной, в нашем случае она и является одним из влиятельных факторов.

Полученная модель:

У = 348,349 + 35,788 Х1 -217,075 Х4 +305,687 Х7

Оценка качества модели.

Коэффициент детерминации R2 = 0,807

Показывает долю вариации результативного признака под воздействием изучаемых факторов. Следовательно, около 89% вариации зависимой переменной учтено и обусловлено в модели влиянием включенных факторов.

Коэффициент множественной корреляции R = 0,898

Показывает тесноту связи между зависимой переменной У со всеми включенными в модель объясняющими факторами.

Стандартная ошибка = 126,477

Коэффициент Дарбина - Уотсона = 2,136

Проверка значимости уравнения регрессии

Значение критерия F-Фишера = 41,687

Уравнение регрессии следует признать адекватным, модель считается значимой.

Самый значимый фактор – количество комнат (F=41,687)

Второй по значимости фактор- общая площадь (F= 40,806)

Третий по значимости фактор- район (F= 32,288)

7. Фиктивная переменная Х4 является значимым фактором, поэтому целесообразно включить ее в уравнение.

Интервальные оценки параметров уравнения показывают результаты прогнозирования по модели регрессии.

С вероятностью 95% объем реализации в прогнозируемом месяце составит от 540,765 до 1080,147 млн. руб.

8. Определение стоимости квартиры в элитном районе

Для 1 комн У = 348,349 + 35,788 * 74, 5 - 217,075 * 3 + 305,687 * 1

Для 2 комн У = 348,349 + 35,788 * 74, 5 - 217,075 * 3 + 305,687 * 2

Для 3 комн У = 348,349 + 35,788 * 74, 5 - 217,075 * 3 + 305,687 * 3

в периферийном

Для 1 комн У = 348,349 + 35,788 * 74, 5 - 217,075 * 4 + 305,687 * 1

Для 2 комн У = 348,349 + 35,788 * 74, 5 - 217,075 * 4 + 305,687 * 2

Для 3 комн У = 348,349 + 35,788 * 74, 5 - 217,075 * 4 + 305,687 * 3

Глава 2. Кластерный анализ

Задание: Исследование структуры денежных расходов и сбережений населения.

В таблице представлена структура денежных расходов и сбережений населения по регионам Центрального федерального округа Российской федерации в 2003 г. Для следующих показателей:

· ПТиОУ – покупка товаров и оплата услуг;

· ОПиВ – обязательные платежи и взносы;

· ПН – приобретение недвижимости;

· ПФА – прирост финансовых активов;

· ДР – прирост (уменьшение) денег на руках у населения.

Рис. 8 Исходные данные

Требуется:

1) определить оптимальное количество кластеров для разбиения регионов на однородные группы по всем группировочным признакам одновременно;

2) провести классификацию областей иерархическим методом с алгоритмом межгрупповых связей и отобразить результаты в виде дендрограммы;

3) проанализировать основные приоритеты денежных расходов и сбережений в полученных кластерах;

Выполнение:

1) Определить оптимальное количество кластеров для разбиения регионов на однородные группы по всем группировочным признакам одновременно;

Для определения оптимального количества кластеров нужно воспользоваться Иерархическим кластерным анализом и обратиться к таблице «Шаги агломерации» к столбцу «Коэффициенты».

Эти коэффициенты подразумевают расстояние между двумя кластерами, определенное на основании выбранной дистанционной меры (Евклидово расстояние). На том этапе, когда мера расстояния между двумя кластерами увеличивается скачкообразно, процесс объединения в новые кластеры необходимо остановить.

В итоге, оптимальным считается число кластеров, равное разности количества наблюдений (17) и номера шага (14),после которого коэффициент увеличивается скачкообразно. Таким образом, оптимальное количество кластеров равно 3. (Рис.9)

статистический математический анализ кластерный

Рис. 9 Таблица «Шаги агломерации»

2) Провести классификацию областей иерархическим методом с алгоритмом межгрупповых связей и отобразить результаты в виде дендрограммы;

Теперь, используя оптимальное количество кластеров, проводим классификацию областей иерархическим методом. И в выходных данных обращаемся к таблице «Принадлежность к кластерам». (Рис.10)

Рис. 10 Таблица «Принадлежность к кластерам»

На Рис. 10 отчетливо видно, что в 3 кластер попали 2 области (Калужская, Московская) и г. Москва, во 2 кластер две (Брянская, Воронежская, Ивановская, Липецкая, Орловская, Рязанская, Смоленская, Тамбовская, Тверская), в 1 кластер – Белгородская, Владимирская, Костромская, Курская, Тульская, Ярославская.

Рис. 11 Дендрограмма

3) проанализировать основные приоритеты денежных расходов и сбережений, в полученных кластерах;

Для анализа полученных кластеров нам нужно провести «Сравнение средних». В выходном окне выводится следующая таблица (Рис. 12)

Рис. 12 Средние значения переменных

В таблице «Средних значений» мы можем проследить, каким структурам отдается наибольший приоритет в распределении денежных расходов и сбережений населения.

В первую очередь стоит отметить, что самый высокий приоритет во всех областях отдается покупке товаров и оплате услуг. Большее значение параметр принимает в 3 кластере.

2 место занимает прирост финансовых активов. Наибольшее значение в 1 кластере.

Наименьший коэффициент в 1 и 2 кластерах у «приобретение недвижимости», а в 3 кластере выявлено заметное уменьшение денег на руках у населения.

В целом особое значение для населения имеет покупка товаров и оплата услуг и незначительное покупка недвижимости.

4) сравнить полученную классификацию с результатами применения алгоритма внутригрупповых связей.

В анализе межгрупповых связей ситуация практически не изменилась, за исключением Тамбовской области, которая из 2 кластера попала в 1.(Рис.13)

Рис. 13 Анализ внутригрупповых связей

В таблице «Средних значений» никаких изменений не произошло.

Глава 3. Факторный анализ

Задание: Анализ деятельности предприятий легкой промышленности.

Имеются данные обследований 20 предприятий легкой промышленности (Рис. 14) по следующим характерным признакам:

· Х1 – уровень фондоотдачи;

· Х2 – трудоемкость единицы продукции;

· Х3 – удельный вес закупочных материалов в общих расходах;

· Х4 – коэффициент сменности оборудования;

· Х5 – премии и вознаграждения на одного работника;

· Х6 – удельный вес потерь от брака;

· Х7 – среднегодовая стоимость основных производственных фондов;

· Х8 – среднегодовой фонд заработной платы;

· Х9 – уровень реализуемости продукции;

· Х10 – индекс постоянного актива (отношение основных средств и прочих внеоборотных активов к собственным средствам);

· Х11 – оборачиваемость оборотных средств;

· Х12 – непроизводственные расходы.

Рис.14 Исходные данные

Требуется:

1. провести факторный анализ следующих переменных: 1,3,5-7, 9, 11,12, выявить и интерпретировать факторные признаки;

2. указать наиболее благополучные и перспективные предприятия.

Выполнение:

1. Провести факторный анализ следующих переменных: 1,3,5-7, 9, 11,12, выявить и интерпретировать факторные признаки.

Факторный анализ – это совокупность методов, которые на основе реально существующих связей объектов (признаков) позволяют выявить латентные (неявные) обобщающие характеристики организационной структуры.

В диалоговом окне факторного анализа выбираем наши переменные, указываем необходимые параметры.

Рис. 15 Полная объясненная дисперсия

По таблице «Полной объясненной дисперсии» видно, что выделены 3 фактора, объясняющие 74,8 % вариаций переменных – построенная модель достаточно хорошая.

Теперь интерпретируем факторные признаки по «Матрице повернутых компонент»: (Рис.16).

Рис. 16 Матрица повернутых компонент

Фактор 1 наиболее тесно связан с уровнем реализации продуктов и имеет обратную зависимость от непроизводственных расходов.

Фактор 2 наиболее тесно связан с удельным весом закупочных материалов в общих расходах и удельным весом потерь от брака и имеет обратную зависимость от премий и вознаграждений на одного работника.

Фактор 3 наиболее тесно связан с уровнем фондоотдачи и оборачиваемость оборотных средств и имеет обратную зависимость от среднегодовой стоимости основных производственных фондов.

2. Указать наиболее благополучные и перспективные предприятия.

Для того, чтобы выявить наиболее благополучные предприятия проведем сортировку данных по 3 факторным признакам по убыванию. (Рис.17)

Наиболее благополучными предприятиями следует считать: 13,4,5, так как в целом по 3 факторам их показатели занимают наиболее высокие и стабильные позиции.

Глава 4. Дискриминантный анализ

Оценка кредитоспособности юридических лиц в коммерческом банке

В качестве значимых показателей, характеризующих финансовое состояние организаций-заемщиков, банком выбраны шесть показателей (табл. 4.1.1):

QR (Х1) - коэффициент срочной ликвидности;

CR (Х2) - коэффициент текущей ликвидности;

EQ/TA (Х3) - коэффициент финансовой независимости;

TD/EQ (Х4) - суммарные обязательства к собственному капиталу;

ROS (Х5) - рентабельность продаж;

FAT (Х6) - оборачиваемость основных средств.

Таблица 4.1.1. Исходные данные

Требуется:

На основе дискриминантного анализа с использованием пакета SPSS определить, к какой из четырех категорий относятся три заемщика (юридических лица), желающие получить кредит в коммерческом банке:

§ Группа 1 - с отличными финансовыми показателями;

§ Группа 2 - с хорошими финансовыми показателями;

§ Группа 3 - с плохими финансовыми показателями;

§ Группа 4 - с очень плохими финансовыми показателями.

По результатам расчета построить дискриминантные функции; оценить их значимость по коэффициенту Уилкса (λ). Построить карту восприятия и диаграммы взаимного расположения наблюдений в пространстве трех функций. Выполнить интерпретацию результатов проведенного анализа.

Ход выполнения:

Для того чтобы определить, к какой из четырех категорий относятся три заемщика, желающие получить кредит в коммерческом банке, строим дискриминантный анализ, который позволяет определить, к какой из ранее выявленных совокупностей (обучающих выборок) следует отнести новых клиентов.

В качестве зависимой переменной выберем группу, к которой может относиться заемщик в зависимости от его финансовых показателей. Из данных задачи, каждой группе присваивается соответствующая оценка 1, 2, 3 и 4.

Ненормированные канонические коэффициенты дискриминантных функций, приведенные на рис. 4.1.1, используются для построения уравнения дискриминантных функций D1(X), D2(X) и D3(X):

3.) D3(X) =

Рис. 4.1.1. Коэффициенты канонической дискриминантной функции

Рис. 4.1.2. Лямбда Уилкса

Однако, поскольку значимость по коэффициенту Уилкса (рис. 4.1.2) второй и третей функции более 0.001, их для дискриминации использовать нецелесообразно.

Данные таблицы «Результаты классификации» (рис. 4.1.3) свидетельствуют о том, что для 100 % наблюдений классификация проведена корректно, высокая точность достигнута во всех четырех группах (100 %).

Рис. 4.1.3. Результаты классификации

Информация о фактических и предсказанных группах для каждого заемщика приведены в таблице «Поточечные статистики» (рис. 4.1.4).

В результате дискриминантного анализе высокой вероятностью определена принадлежность новых заемщиков банка к обучающему подмножеству М1 – первый, второй и третий заемщик (порядковый номера 41, 42, 43) отнесены к подмножеству М1 с соответствующими вероятностями 100 %.

Рис. 4.1.4. Поточечная статистика

Координаты центроидов по группам приведены в таблице «Функции в центроидах групп» (рис. 4.1.5). Они используются для нанесения центроидов на карту восприятия (рис. 4.1.6).

Рис. 4.1.5. Функции в центроидах групп

Рис. 4.1.6. Карта восприятия для двух дискриминантных функций D1(X) и D2(X) (* - центроид группы)

Поле «Территориальной карты» разделено дискриминантными функциями на четыре области: в левой части находятся преимущественно наблюдения четвертой группы заемщиков с очень плохими финансовыми показателями, в правой части - первой группы с отличными финансовыми показателями, в средней и нижней части - третьей и второй группы заемщиков с плохими и хорошими финансовыми показателями соответственно.

Рис. 4.1.7. Диаграмма рассеяния для всех групп

На рис. 4.1.7 приведен объединенный график распределения всех групп заемщиков вместе со своими центроидами; его можно использовать для проведения сравнительного визуального анализа характера взаимного расположения групп заемщиков банка по финансовыми показателями. В правой части графика расположены заемщики с высокими показателями, в левой - с низкой, а в средней части - со средними финансовыми показателями. Поскольку по результатам расчета вторая дискриминантная функция D2(X) оказалась незначима, то различия координат центроидов по этой оси незначительны.

Оценка кредитоспособности физических лиц в коммерческом банке

Кредитный отдел коммерческого банка провел выборочное обследование 30 своих клиентов (физических лиц). На основе предварительного анализа данных, заемщики оценивались по шести показателям (табл. 4.2.1):

Х1 - заемщик брал кредит в коммерческих банках ранее;

Х2 - среднемесячный доход семьи заемщика, тыс. руб.;

Х3 - срок (период) погашения кредита, лет;

Х4 - размер выданного кредита, тыс. руб.;

Х5 - состав семьи заемщика, чел.;

Х6 - возраст заемщика, лет.

При этом по вероятности возврата кредита выявлены три группы заемщиков:

§ Группа 1 - с низкой вероятностью погашения кредита;

§ Группа 2 - со средней вероятностью погашения кредита;

§ Группа 3 - с высокой вероятностью погашения кредита.

Требуется:

На основе дискриминантного анализа с использованием пакета SPSS необходимо классифицировать трех клиентов банка (по вероятности погашения кредита), т.е. оценить принадлежность каждого из них к одной из трех групп. По результатам расчета построить значимые дискриминантных функции, их значимость оценить по коэффициенту Уилкса (λ). В пространстве двух дискриминантных функций для каждой группы построить диаграммы взаимного расположения наблюдений и объединенную диаграмму. Оценить место расположения каждого заемщика на этих диаграммах. Выполнить интерпретацию результатов проведенного анализа.

Таблица 4.2.1. Исходные данные

Ход выполнения:

Для построения дискриминантного анализа в качестве зависимой переменной выберем вероятность своевременного погашения кредита клиентом. Учитывая, что она может быть низкой, средней и высокой, каждой категории присвоим соответствующую оценку 1,2 и 3.

Ненормированные канонические коэффициенты дискриминантных функций, приведенные на рис. 4.2.1, используются для построения уравнения дискриминантных функций D1(X), D2(X):

2.) D2(X) =

Рис. 4.2.1. Коэффициенты канонической дискриминантной функции

Рис. 4.2.2. Лямбда Уилкса

По коэффициенту Уилкса (рис. 4.2.2) для второй функции значимость более 0.001, следовательно, ее для дискриминации использовать нецелесообразно.

Данные таблицы «Результаты классификации» (рис. 4.2.3) свидетельствуют о том, что для 93,3 % наблюдений классификация проведена корректно, высокая точность достигнута в первой и второй группах (100% и 91,7%), менее точные результаты получены в третьей группе (88, 9%).

Рис. 4.2.3. Результаты классификации

Информация о фактических и предсказанных группах для каждого клиента приведены в таблице «Поточечные статистики» (рис. 4.2.4).

В результате дискриминантного анализе высокой вероятностью определена принадлежность новых клиентов банка к обучающему подмножеству М3 – первый, второй и третий клиент (порядковый номера 31, 32, 33) отнесены к подмножеству М3 с соответствующими вероятностями 99%, 99% и 100%.

Рис. 4.2.4. Поточечная статистика

Рис. 4.2.5. Функции в центроидах групп

Координаты центроидов по группам приведены в таблице «Функции в центроидах групп» (рис. 4.2.5). Они используются для нанесения центроидов на карту восприятия (рис. 4.2.6).

Поле «Территориальной карты» разделено дискриминантными функциями на три области: в левой части находятся преимущественно наблюдения первой группы клиентов с очень низкой вероятностью погашения кредита, в правой части - третьей группы с высокой вероятностью, в средней - второй группы клиентов со средней вероятностью возврата кредита соответственно.

На рис. 4.2.7 (а – в) отражено расположение клиентов каждой из трех групп на плоскости двух дискриминантных функций D1(X) и D2(X). По этим графикам можно проводить детальный анализ вероятности погашения кредита внутри каждой группы, судить о характере распределения клиентов и оценивать степень их удаленности от соответствующего центроида.

Рис. 4.2.6. Карта восприятия для трех дискриминантных функций D1(X) и D2(X) (* - центроид группы)

Так же на рис. 4.2.7 (г) в той же системе координат приведен объединенный график распределения всех групп клиентов вместе со своими центроидами; его можно использовать для проведения сравнительного визуального анализа характера взаимного расположения групп клиентов банка с разными вероятностями погашения кредита. В левой части графика расположены заемщики с высокой вероятностью погашения кредита, в правой - с низкой, а в средней части - со средней вероятностью. Поскольку по результатам расчета вторая дискриминантная функция D2(X) оказалась незначима, то различия координат центроидов по этой оси незначительны.

Рис. 4.2.7. Расположение наблюдений на плоскости двух дискриминантных функций для групп с низкой (а), средней (б), высокой (с) вероятностью погашения кредита и для всех групп (г)

Список литературы

1. «Многомерный статистический анализ в экономических задачах. Компьютерное моделирование в SPSS», , 2009 г.

2. Орлов А.И. «Прикладная статистика» М.: Издательство «Экзамен», 2004

3. Фишер Р.А. «Статистические методы для исследователей», 1954 г.

4. Калинина В.Н., Соловьев В.И. «Введение в многомерный статистический анализ» Учебное пособие ГУУ,2003;

5. Ахим Бююль, Петер Цёфель, «SPSS: искусство обработки информации» Изд-во DiaSoft, 2005г.;

6. http://ru.wikipedia.org/wiki