[人工智能]【数学建模笔记 29】数学建模的多元分析

29. 多元分析

定义

多元分析是多变量的统计分析方法，是数理统计中应用广泛的一个重要分支。

判别分析

判别分析是一种分类方法。假定有 $r$ 类判别对象 $A_1,A_2,\dots ,A_r$，每一类 $A_i$ 由 $m$ 个指标的 $n_i$ 个样本确定，即
$$A_i=?\begin{array}{cccc}{a}_{11}^{(i)}& a_{12}^{(i)}& \dots & a_{1m}^{(i)}\\ a_{21}^{(i)}& a_{22}^{(i)}& \dots & a_{2m}^{(i)}\\ ?& ?& ?& ?\\ a_{n_{i}1}^{(i)}& a_{n_{i}2}^{(i)}& \dots & a_{n_{i}m}^{(i)}\end{array}?=?\begin{array}{c}(a_1^{(i)}{)}^T\\ (a_2^{(i)}{)}^T\\ ?\\ (a_{n_i}^{(i)}{)}^T\end{array}?,$$
其中 $A_i$ 矩阵的第 $k$ 行是 $A_i$ 的第 $k$ 个样本点的观测值向量。

记 $n={\sum }_{i=1}^r{n}_i$，${\mu }_i,L_i$ 分别表示 $A_i$? 的均值向量和离差矩阵，即
$${\mu }_i=\frac{1}{n_i}\sum _{k=1}^{n_i}{a}_k^{(i)},$$

$$L_i=\sum _{k=1}^{n_i}(a_k^{(i)}?{\mu }_i)(a_k^{(i)}?{\mu }_i{)}^T.$$

对待判定对象 $x=(x_1,x_2,\dots ,x_m{)}^T$?，有一个一般规则，可以依据 $x$? 的值，对 $x$? 属于 $A_i$ 的哪一类作出判别，称判别规则，其函数称判别函数，记 $W(i,x),i=1,2,\dots ,r$。

距离判别法

根据距离最近原则判别。
$$W(i,x)=d(x,A_i),$$
若
W ( k , x ) = min ? { W ( i , x ) ∣ i = 1 , 2 , … , r } W(k,x)=\min\{W(i,x)|i=1,2,\dots,r\} W(k,x)=min{W(i,x)∣i=1,2,…,r}
则 $x\in A_k$。

距离 $d(x,A_i)$ 一般用马氏距离，$r$ 个总体协方差矩阵相等时
$$d(x,A_i)=((x?{\mu }_i{)}^T{\Sigma }^{?1}(x?{\mu }_i){)}^{\frac{1}{2}},$$

$$\Sigma =\frac{1}{n?r}\sum _{i=1}^r{L}_i,$$

不等时
$$d(x,A_i)=\sqrt{(x?{\mu }_i{)}^T{\Sigma }_i^{?1}(x?{\mu }_i)},$$

$${\Sigma }_i=\frac{1}{n_i?1}{L}_i.$$

Fisher 判别法

Fisher 判别法的思想是，将样例投影到一条或多条直线上，使同类样例的投影点尽可能接近，不同类样例的投影点尽可能远离。

对于二分类情况，若给定直线 $y=w^{T}x$???，则第 $i$? 类样本的中心在直线上的投影为 $w^T{\mu }_i$?。

第 $i$? 类中第 $a_k^{(i)}$? 个样本的组内偏差为 $(w^T{a}_k^{(i)}?w^T{\mu }_i{)}^2$?，故第 $i$? 类的组内偏差之和为
$$\sum _{k=1}^{n_i}(w^T{a}_k^{(i)}?w^T{\mu }_i{)}^2$$

$$=\sum _{k=1}^{n_i}{w}^T(a_k^{(i)}?{\mu }_i)(a_k^{(i)}?{\mu }_i{)}^{T}w$$

去掉 $w$ 得
$$L_i=\sum _{k=1}^{n_i}(a_k^{(i)}?{\mu }_i)(a_k^{(i)}?{\mu }_i{)}^T,$$
即离差矩阵。

所有类的组内偏差总和即为
$$L=L_1+L_2.$$
要使同类样例的投影点尽可能接近，只需使 $w^{T}Lw$?? 最小化。

而组间偏差同理有
$$B=({\mu }_1?{\mu }_0)({\mu }_1?{\mu }_0{)}^T$$
要使不同类样例的投影点尽可能远离，只需使 $w^{T}Bw$?? 最大化。

于是构造代价函数
$$J=\frac{w^{T}Bw}{w^{T}Lw},$$
使得 $J$? 最大，也就等价于
$$\underset{w}{\min }?w^{T}Bw,$$

$$s.t.:w^{T}Lw=1.$$

根据拉格朗日乘子法，即
$$L(w)=?w^{T}Bw+\lambda (w^{T}Lw?1)$$
则
$$\frac{?L}{?w}=?2Bw+2\lambda Lw=0,$$
得 $S_{b}w=\lambda Lw$，即 $w$ 为矩阵 $L^{?1}B$? 的特征向量。于是
$$w=\frac{1}{\lambda }{L}^{?1}({\mu }_1?{\mu }_0)({\mu }_1?{\mu }_0{)}^{T}w$$

$$\to L^{?1}({\mu }_1?{\mu }_0).$$

于是有直线 $y=w^{T}x$，和 $w$?? 垂直的两类的中心线可作为两类的判别直线。

即有阈值 $w_0=\frac{w^T{\mu }_0+w^T{\mu }_1}{2}$??，比较 $y$? 与 $w_0$? 的大小，得出分类。

对于多分类情况，则有
$$B=\sum _{i=1}^r({\mu }_i?\mu )({\mu }_i?\mu {)}^T,$$

$$\mu =\frac{1}{r}\sum _{i=1}^r{u}_i$$

之后求解
$$BW=\lambda LW$$
$W$ 的闭式解为 $L^{?1}B$? 的 $r?1$ 个最大广义特征值所对应的特征向量组成的矩阵。

主成分分析

主成分分析，是利用降维把多指标转化为几个综合指标的多元统计分析方法。

设 $X_1,X_2,\dots ,X_m$ 表示以 $x_1,x_2,\dots ,x_m$? 为样本观测值的随机变量，如果能找到 $c_1,c_2,\dots ,c_m$，使得方差
$$Var(c_1{X}_1+c_2{X}_2+?+c_m{X}_m)$$
最大，就表明这 $m$ 个变量的最大差异。

一般说来，代表原来 $m$? 个变量的主成分不止一个，但不同主成分的信息不能相互包含，即协方差为 0，在几何上即方向正交。

设 $F_i$ 表示第 $i$ 个主成分
$$F_i=c_{i1}{X}_1+c_{i2}{X}_2+?+c_{im}{X}_m,i=1,2,\dots ,m,$$
其中 ${\sum }_{j=1}^m{c}_{ij}^2=1$，

$c_1=(c_{11},\dots ,c_{1m}{)}^T$ 使 $Var(F_1)$? 最大，?

$c_2=(c_{21},\dots ,c_{2m})$ 使 $c_2\perp c_1$ 并使 $Var(F2)$????? 最大，

$c_3=(c_{31},\dots ,c_{3m})$? 使 $c_3\perp c_1,c_3\perp c_2$ 并使 $Var(F3)$? 最大，

……

为实现上述目标，步骤如下：

1. 假设有 $n$? 个对象，$m$? 个指标 $x_1,x_2,\dots ,x_m$，设第 $i$ 个对象的第 $j$ 个指标为 $a_{ij}$，对原来的 $m$??? 个指标进行标准化
   $$b_{ij}=\frac{a_{ij}?{\mu }_j}{s_j},j=1,2,\dots ,m,$$
   其中
   $${\mu }_j=\frac{1}{n}\sum _{i=1}^n{a}_{ij},s_j=\sqrt{\frac{1}{n?1}\sum _{i=1}^n(a_{ij}?{\mu }_j{)}^2},$$
   得标准化的数据矩阵 $B=(b_{ij}{)}_{n\times m}$??，记标准化后的指标为 $y_i$；

2. 求相关系数矩阵 $R=(r_{ij}{)}_{m\times m}$，
   $$r_{ij}=\frac{{\sum }_{k=1}^n{b}_{ki}{b}_{kj}}{n?1},i,j=1,2,\dots m.$$

3. 计算相关系数矩阵 $R$ 的特征值 ${\lambda }_1\ge {\lambda }_2\ge ?\ge {\lambda }_m$ 及对应的标准正交化特征向量 $u_1,u_2,\dots ,u_m$，其中 $u_j=(u_{1j},\dots ,u_{mj}{)}^T$，组成 $m$ 个新的指标变量
   $$?\begin{array}{rl}& F_1=u_{11}{y}_1+u_{21}{y}_2+?+u_{m1}{y}_m,\\ & F_2=u_{12}{y}_1+u_{22}{y}_2+?+u_{m2}{y}_m,\\ & \dots \\ & F_m=u_{1m}{y}_1+u_{2m}{y}_2+?+u_{mm}{y}_m.\end{array}$$

4. 计算主成分贡献率
   $$w_j=\frac{{\lambda }_j}{{\sum }_{k=1}^m{\lambda }_k},j=1,2,\dots ,m,$$
   累计贡献率
   $$\frac{{\sum }_{k=1}^i{\lambda }_k}{{\sum }_{k=1}^m{\lambda }_k}.$$

因子分析

因子分析将原始变量分解为若干个因子的线性组合
$$?\begin{array}{rl}& x_1={\mu }_1+a_{11}{f}_1+a_{12}{f}_2+?+a_{1p}{f}_p+{\epsilon }_1,\\ & x_2={\mu }_2+a_{21}{f}_1+a_{22}{f}_2+?+a_{2p}{f}_p+{\epsilon }_2,\\ & \dots \\ & x_m={\mu }_m+a_{m1}{f}_1+a_{m2}{f}_2+?+a_{mp}{f}_p+{\epsilon }_m,\end{array}$$
$\mu =({\mu }_1,\dots ,{\mu }_m{)}^T$ 是 $x$ 的期望变量，$f=(f_1,\dots ,f_p{)}^T$ 称公共因子向量，$\epsilon =({\epsilon }_1,\dots ,{\epsilon }_m{)}^T$ 称特殊因子向量，$A=(a_{ij}{)}_{m\times p}$ 称因子载荷矩阵，$a_{ij}$ 是变量 $x_i$ 在公共因子 $f_j$ 上的载荷，反映 $f_j$ 对 $x_i$ 的重要程度。

通常假设 $f_j$? 互不相关且具有单位方差，${\epsilon }_i$? 互不相关且与 $f_j$??? 互不相关，$Cov(\epsilon )=\psi$ 为对角阵，于是有
$$Cov(x)=A{A}^T+\psi ,Cov(x,f)=A.$$
每个原始变量 $x_i$ 的方差都可以分解成共性方差 $h_i^2$ 和特殊方差 ${\sigma }_i^2$ 之和，其中 $h_i^2={\sum }_{j=1}^p{a}_{ij}^2$ 反映全部公共因子对 $x_i$ 的方差贡献，${\sigma }_i^2=D({\epsilon }_i)$? 反映特殊因子的方差贡献。

令 $b_j^2={\sum }_{i=1}^m{a}_{ij}^2$，则 $b_j^2$ 是公共因子 $f_j$对 $x$ 总方差的贡献，称 $\frac{b_j^2}{{\sum }_{i=1}^m(h_i^2+{\sigma }_i^2)}$ 为 $f_j$ 的贡献率。

利用主成分分析法求因子载荷矩阵，设 ${\lambda }_1\ge {\lambda }_2\ge ?\ge {\lambda }_m$ 为相关系数矩阵 $R$ 的特征值，$u_1,u_2,\dots ,u_m$ 为对应的正交特征向量，$p<m$，则
$$A=(\sqrt{{\lambda }_1}{u}_1,\dots ,\sqrt{{\lambda }_p}{u}_p),$$
特殊因子的方差用 $R?A{A}^T$ 的对角元估计，即
$${\sigma }_i^2=1?\sum _{j=1}^p{a}_{ij}^2.$$
一般来说，理想的载荷结构是，每一列或每一行各载荷平方接近 0 或 1，需要对因子载荷矩阵进行旋转。

选取方差最大的正交旋转矩阵 $P$??，使得因子上的载荷尽量拉开距离，从而使其接近 0 或 1
$$x?\mu =(AP)(P^{T}f)+\epsilon =B\overline{f}+\epsilon .$$

聚类分析

聚类分析，就是指将相似元素聚为一类。

层次聚类

基本思想：距离相近的样品先聚为一类，距离远的后聚成类，步骤如：

1. 将每个样品独自聚成一类，构造 $n$ 个类；
2. 根据选定的距离公式，计算样品两两间距离，构造距离矩阵；
3. 把距离最近的两类归为一类，聚成 $n?1$ 类；
4. 计算新类与当前各类的距离，再选距离最近的两类归为一类，聚成 $n?2$ 类；
5. 按步骤 4 重复迭代，直到所有样品聚为一类。

类和类之间的距离有各种定义，如最短距离法，对于类 $G_i,G_j$?，有
$$D_{ij}=\underset{w_s\in G_i,w_t\in G_j}{\min }{d}_{st}.$$
除此之外，还有最长距离法、中间距离法等。

K 均值聚类

动态聚类法的思想是先粗略分一下类，然后按某种最优原则进行修正，直到类分得较合理为止，K 均值法是动态聚类的一种方法。

假定样本可分为 $C$，并选定 $C$? 个初始聚类中心，然后根据最小距离原则将每个样本分配到某一类中，之后计算新的聚类中心，并调整聚类情况，直到收敛。

步骤如下：

1. 将样本集任意划分为 $C$ 类，记 $G_1,G_2,\dots ,G_C$，计算聚类中心 $m_1,m_2,\dots ,m_C$，
   $$m_i=\frac{1}{n_i}\sum _{w_j\in G_i}{w}_j,i=1,2,\dots ,C$$
   其中 $n_i$ 为当前 $G_i$ 类中的样本数，以及计算误差平方和
   $$J_e=\sum _{i=1}^C\sum _{w\in G_i}||w?m_i|{|}^2,$$

2. 再令 $G_i=?$?，按最小距离原则重新聚类，并重新计算聚类中心；

3. 若连续两次迭代 $J_e$ 不变，算法终止，否则转步骤 2。

最佳簇数 k 的确定

方法有簇内离差平方和拐点法和轮廓系数法。

• 簇内离差平方和拐点法

计算不同 $k$ 值下计算簇内离差平方和，然后画图找到拐点。当斜率由大突然变小，且之后斜率变化缓慢，则认为突然变换的点就是寻找的目标点。$k$ 再增加聚类效果不再有大的变化。

• 轮廓系数法

思想为使簇内样本密集，簇间样本分散。

对于每个样本点 $i$? 有：

• 簇内不相似度 $a(i)$?：样本点 $i$? 与其所在簇内其他样本的平均距离；
• 簇间不相似度 $b(i)$：样本点 $i$ 与其他簇样本的平均距离的最小值。

于是有样本点 $i$? 的轮廓系数
S i = b i ? a i max ? { a i , b i } . S_i=\frac{b_i-a_i}{\max\{a_i,b_i\}}. Si?=max{ai?,bi?}bi??ai??.
总轮廓系数为所有样本点轮廓系数的平均值。

总轮廓系数小于 0 说明聚类效果不佳；接近 1 说明簇内样本平均距离非常小，簇间最近距离非常大，聚类效果非常理想。

Python 代码

距离判别法

蠓虫分为 Af 和 Apf，测得 Af、Apf 的触角长度和翅膀长度数据。

Af: $(1.24,1.27)$?，$(1.36,1.74)$?，$(1.38,1.64)$，$(1.38,1.82)$，$(1.38,1.90)$?；

Apf: $(1.14,1.78)$，$(1.18,1.96)$，$(1.20,1.86)$，$(1.26,2.00)$，$(1.28,2.00)$；

试判别 $(1.24,1.80)$ 属于哪一类，代码如下：

#! /usr/bin/env python
# -*- coding: utf-8 -*-
# @ author: Koorye
# @ date: 2021-7-30
# @ function: 距离判别法

# %%

import numpy as np
from sklearn.neighbors import KNeighborsClassifier

# %%

# 源数据
x0 = np.array([[1.24, 1.27],
              [1.36, 1.74],
              [1.38, 1.64],
              [1.38, 1.82],
              [1.38, 1.90],
              [1.14, 1.78],
              [1.18, 1.96],
              [1.20, 1.86],
              [1.26, 2.00],
              [1.28, 2.00]])

# 前 5 个属于 1 类 af，后 5 个属于 2 类 apf
label = np.array([1 for i in range(5)] + [2 for i in range(5)])

# 待判别数据
x = np.array([[1.24, 1.80]])

# %%

# 画图
import matplotlib.pyplot as plt

plt.scatter(x0[:5,0], x0[:5,1],label='Af')
plt.scatter(x0[5:,0], x0[5:,1],label='Apf')
plt.scatter(x[0][0],x[0][1], label='Unknown')
plt.legend()

# %%

# 协方差矩阵
v = np.cov(x0.T)

# 模型
knn = KNeighborsClassifier(2,
                           metric='mahalanobis',
                           metric_params={'V': v})
knn.fit(x0, label)
knn.predict(x)

输出如下：

array([2])

从图中大致可以看出未知样本接近 Apf 类，而计算结果为 2，即 Apf 类，与直觉相吻合。

Fisher 判别法

对上例使用 Fisher 判别法求解，代码如下：

#! /usr/bin/env python
# -*- coding: utf-8 -*-
# @ author: Koorye
# @ date: 2021-7-30
# @ function: Fisher 判别法

# %%

import numpy as np
from sklearn.discriminant_analysis import LinearDiscriminantAnalysis

# %%

# 源数据
x0 = np.array([[1.24, 1.27],
              [1.36, 1.74],
              [1.38, 1.64],
              [1.38, 1.82],
              [1.38, 1.90],
              [1.14, 1.78],
              [1.18, 1.96],
              [1.20, 1.86],
              [1.26, 2.00],
              [1.28, 2.00]])

# 前 5 个属于 1 类 af，后 5 个属于 2 类 apf
label = np.array([1 for i in range(5)] + [2 for i in range(5)])

# 待判别数据
x = np.array([[1.24, 1.80]])

# %%

# 协方差矩阵
v = np.cov(x0.T)

# 模型

model = LinearDiscriminantAnalysis()
model.fit(x0, label)
model.predict(x)

输出如下：

array([2])

结果与距离判别法一致。

主成分分析

对下列数据进行主成分分析

代码如下：

#! /usr/bin/env python
# -*- coding: utf-8 -*-
# @ author: Koorye
# @ date: 2021-7-30
# @ function: 主成分分析

# %%

import numpy as np
import pandas as pd
from sklearn.decomposition import PCA

# %%

# 源数据
df = pd.DataFrame({
    'x1': [149.5, 162.5, 162.7, 162.2, 156.5],
    'x2': [69.5, 77, 78.5, 87.5, 74.5],
    'x3': [38.5, 55.5, 50.8, 65.5, 49]
})

# 模型
model = PCA().fit(np.array(df))

# %%

print('特征值:', model.explained_variance_)
print('贡献率:', model.explained_variance_ratio_)
print('各主成分的系数:', model.components_)

# %%

pca_df = pd.DataFrame(model.transform(np.array(df)))
pca_df.columns = ['F1', 'F2', 'F3']
pca_df

输出如下：

特征值: [161.47423448   9.60080441   2.28996111]
贡献率: [0.93141196 0.05537914 0.0132089 ]
各主成分的系数: [[-0.39412803 -0.5037512  -0.76869878]
 [-0.90779807  0.34389304  0.24008381]
 [ 0.14340765  0.79244703 -0.59284226]]

层次聚类

对下列 7 种岩石聚类

代码如下：

#! /usr/bin/env python
# -*- coding: utf-8 -*-
# @ author: Koorye
# @ date: 2021-7-30
# @ function: 层次聚类

# %%

import numpy as np
import pandas as pd
import scipy.cluster.hierarchy as sch

# %%

# 源数据
df = pd.DataFrame({
	'Cu': [2.9909,3.2044,2.8392,2.5315,2.5897,2.9600,3.1184],
	'W':[.3111,.5348,.5696,.4528,.3010,3.0480,2.8395],
	'Mo': [.5324,.7718,.7614,.4893,.2735,1.4997,1.9350],
})

# 计算两两距离
dist = sch.distance.pdist(df)

# 转化为距离矩阵
dist_mat = sch.distance.squareform(dist)

# 聚类并画图
z = sch.linkage(dist)
sch.dendrogram(z)

输出如下：

K 均值聚类

对鸢尾花数据集进行 K 均值聚类

代码如下：

#! /usr/bin/env python
# -*- coding: utf-8 -*-
# @ author: Koorye
# @ date: 2021-7-30
# @ function: K 均值聚类

# %%

import numpy as np
import pandas as pd
import matplotlib.pyplot as plt
from sklearn.datasets import load_iris
from sklearn.cluster import KMeans
from sklearn.metrics import silhouette_score

# %%

# 源数据
df = pd.DataFrame(load_iris()['data'], columns=load_iris()['feature_names'])

# 计算 k 取不同值时的轮廓系数
score_list = []
for i in range(2,10):
    model = KMeans(i)
    model.fit(df.iloc[:,:2])
    score_list.append(silhouette_score(df, model.labels_))

plt.plot([i for i in range(2,10)], score_list)

# %%

model = KMeans(3)
model.fit(df.iloc[:,:2])
df2 = df.iloc[:,:2].copy()
df2['label'] = model.labels_

from plotnine import *

(
    ggplot(df2,aes('sepal length (cm)', 'sepal width (cm)', color='label'))
    + geom_point()
    + theme_matplotlib()
)

输出如下：

可以看到，分 3 类是轮廓系数最大，聚类效果如图。