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。
判别分析是一种分类方法。假定有 r r r 类判别对象 A 1 , A 2 , … , A r A_1,A_2,\dots,A_r A1,A2,…,Ar,每一类 A i A_i Ai 由 m m m 个指标的 n i n_i ni 个样本确定,即
A i = ( a 11 ( i ) a 12 ( i ) … a 1 m ( i ) a 21 ( i ) a 22 ( i ) … a 2 m ( i ) ⋮ ⋮ ⋱ ⋮ a n i 1 ( i ) a n i 2 ( i ) … a n i m ( i ) ) = ( ( a 1 ( i ) ) T ( a 2 ( i ) ) T ⋮ ( a n i ( i ) ) T ) , A_i=\begin{pmatrix} a_{11}^{(i)}&a_{12}^{(i)}&\dots&a_{1m}^{(i)}\\ a_{21}^{(i)}&a_{22}^{(i)}&\dots&a_{2m}^{(i)}\\ \vdots&\vdots&\ddots&\vdots\\ a_{n_i1}^{(i)}&a_{n_i2}^{(i)}&\dots&a_{n_im}^{(i)}\\ \end{pmatrix}=\begin{pmatrix} (a_1^{(i)})^T\\ (a_2^{(i)})^T\\ \vdots\\ (a_{n_i}^{(i)})^T\\ \end{pmatrix}, Ai=⎝⎜⎜⎜⎜⎛a11(i)a21(i)⋮ani1(i)a12(i)a22(i)⋮ani2(i)……⋱…a1m(i)a2m(i)⋮anim(i)⎠⎟⎟⎟⎟⎞=⎝⎜⎜⎜⎜⎛(a1(i))T(a2(i))T⋮(ani(i))T⎠⎟⎟⎟⎟⎞,
其中 A i A_i Ai 矩阵的第 k k k 行是 A i A_i Ai 的第 k k k 个样本点的观测值向量。
记 n = ∑ i = 1 r n i n=\sum_{i=1}^rn_i n=∑i=1rni, μ i , L i \mu_i,L_i μi,Li 分别表示 A i A_i Ai 的均值向量和离差矩阵,即
μ i = 1 n i ∑ k = 1 n i a k ( i ) , \mu_i=\frac1{n_i}\sum_{k=1}^{n_i}a_k^{(i)}, μi=ni1k=1∑niak(i),
L i = ∑ k = 1 n i ( a k ( i ) − μ i ) ( a k ( i ) − μ i ) T . L_i=\sum_{k=1}^{n_i}(a_k^{(i)}-\mu_i)(a_k^{(i)}-\mu_i)^T. Li=k=1∑ni(ak(i)−μi)(ak(i)−μi)T.
对待判定对象 x = ( x 1 , x 2 , … , x m ) T x=(x_1,x_2,\dots,x_m)^T x=(x1,x2,…,xm)T,有一个一般规则,可以依据 x x x 的值,对 x x x 属于 A i A_i Ai 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 , … , r W(i,x),i=1,2,\dots,r W(i,x),i=1,2,…,r。
根据距离最近原则判别。
W ( i , x ) = d ( x , A i ) , W(i,x)=d(x,A_i), W(i,x)=d(x,Ai),
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 ∈ A k x\in A_k x∈Ak。
距离 d ( x , A i ) d(x,A_i) d(x,Ai) 一般用马氏距离, r r r 个总体协方差矩阵相等时
d ( x , A i ) = ( ( x − μ i ) T Σ − 1 ( x − μ i ) ) 1 2 , d(x,A_i)=((x-\mu_i)^T\Sigma^{-1}(x-\mu_i))^{\frac12}, d(x,Ai)=((x−μi)TΣ−1(x−μi))21,
Σ = 1 n − r ∑ i = 1 r L i , \Sigma=\frac{1}{n-r}\sum_{i=1}^rL_i, Σ=n−r1i=1∑rLi,
不等时
d ( x , A i ) = ( x − μ i ) T Σ i − 1 ( x − μ i ) , d(x,A_i)=\sqrt{(x-\mu_i)^T\Sigma_i^{-1}(x-\mu_i)}, d(x,Ai)=(x−μi)TΣi−1(x−μi),
Σ i = 1 n i − 1 L i . \Sigma_i=\frac{1}{n_i-1}L_i. Σi=ni−11Li.
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 y=w^Tx y=wTx,则第 i i i 类样本的中心在直线上的投影为 w T μ i w^T\mu_i wTμi。
第 i i i 类中第 a k ( i ) a_k^{(i)} ak(i) 个样本的组内偏差为 ( w T a k ( i ) − w T μ i ) 2 (w^Ta_k^{(i)}-w^T\mu_i)^2 (wTak(i)−wTμi)2,故第 i i i 类的组内偏差之和为
∑ k = 1 n i ( w T a k ( i ) − w T μ i ) 2 \sum_{k=1}^{n_i}(w^Ta_k^{(i)}-w^T\mu_i)^2 k=1∑ni(wTak(i)−wTμi)2
= ∑ k = 1 n i w T ( a k ( i ) − μ i ) ( a k ( i ) − μ i ) T w =\sum_{k=1}^{n_i}w^T(a_k^{(i)}-\mu_i)(a_k^{(i)}-\mu_i)^Tw =k=1∑niwT(ak(i)−μi)(ak(i)−μi)Tw
去掉 w w w 得
L i = ∑ k = 1 n i ( a k ( i ) − μ i ) ( a k ( i ) − μ i ) T , L_i=\sum_{k=1}^{n_i}(a_k^{(i)}-\mu_i)(a_k^{(i)}-\mu_i)^T, Li=k=1∑ni(ak(i)−μi)(ak(i)−μi)T,
即离差矩阵。
所有类的组内偏差总和即为
L = L 1 + L 2 . L=L_1+L_2. L=L1+L2.
要使同类样例的投影点尽可能接近,只需使 w T L w w^TLw wTLw 最小化。
而组间偏差同理有
B = ( μ 1 − μ 0 ) ( μ 1 − μ 0 ) T B=(\mu_1-\mu_0)(\mu_1-\mu_0)^T B=(μ1−μ0)(μ1−μ0)T
要使不同类样例的投影点尽可能远离,只需使 w T B w w^TBw wTBw 最大化。
于是构造代价函数
J = w T B w w T L w , J=\frac{w^TBw}{w^TLw}, J=wTLwwTBw,
使得 J J J 最大,也就等价于
min w − w T B w , \min_w-w^TBw, wmin−wTBw,
s . t . : w T L w = 1. s.t.:w^TLw=1. s.t.:wTLw=1.
根据拉格朗日乘子法,即
L ( w ) = − w T B w + λ ( w T L w − 1 ) L(w)=-w^TBw+\lambda(w^TLw-1) L(w)=−wTBw+λ(wTLw−1)
则
∂ L ∂ w = − 2 B w + 2 λ L w = 0 , \frac{\partial L}{\partial w}=-2Bw+2\lambda Lw=0, ∂w∂L=−2Bw+2λLw=0,
得 S b w = λ L w S_bw=\lambda Lw Sbw=λLw,即 w w w 为矩阵 L − 1 B L^{-1}B L−1B 的特征向量。于是
w = 1 λ L − 1 ( μ 1 − μ 0 ) ( μ 1 − μ 0 ) T w w=\frac1\lambda L^{-1}(\mu_1-\mu_0)(\mu_1-\mu_0)^Tw w=λ1L−1(μ1−μ0)(μ1−μ0)Tw
→ L − 1 ( μ 1 − μ 0 ) . \to L^{-1}(\mu_1-\mu_0). →L−1(μ1−μ0).
于是有直线 y = w T x y=w^Tx y=wTx,和 w w 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 = w T μ 0 + w T μ 1 2 w_0=\frac{w^T\mu_0+w^T\mu_1}{2} w0=2wTμ0+wTμ1,比较 y y y 与 w 0 w_0 w0 的大小,得出分类。
对于多分类情况,则有
B = ∑ i = 1 r ( μ i − μ ) ( μ i − μ ) T , B=\sum_{i=1}^r(\mu_i-\mu)(\mu_i-\mu)^T, B=i=1∑r(μi−μ)(μi−μ)T,
μ = 1 r ∑ i = 1 r u i \mu=\frac{1}{r}\sum_{i=1}^ru_i μ=r1i=1∑rui
之后求解
B W = λ L W BW=\lambda LW BW=λLW
W W W 的闭式解为 L − 1 B L^{-1}B L−1B 的 r − 1 r-1 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,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 , … , X m X_1,X_2,\dots,X_m X1,X2,…,Xm 表示以 x 1 , x 2 , … , x m x_1,x_2,\dots,x_m x1,x2,…,xm 为样本观测值的随机变量,如果能找到 c 1 , c 2 , … , c m c_1,c_2,\dots,c_m c1,c2,…,cm,使得方差
V a r ( c 1 X 1 + c 2 X 2 + ⋯ + c m X m ) Var(c_1X_1+c_2X_2+\dots+c_mX_m) Var(c1X1+c2X2+⋯+cmXm)
最大,就表明这 m m m 个变量的最大差异。
一般说来,代表原来 m m 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 F_i Fi 表示第 i i i 个主成分
F i = c i 1 X 1 + c i 2 X 2 + ⋯ + c i m X m , i = 1 , 2 , … , m , F_i=c_{i1}X_1+c_{i2}X_2+\dots+c_{im}X_m,i=1,2,\dots,m, Fi=ci1X1+ci2X2+⋯+cimXm,i=1,2,…,m,
其中 ∑ j = 1 m c i j 2 = 1 \sum_{j=1}^mc_{ij}^2=1 ∑j=1mcij2=1,
c 1 = ( c 11 , … , c 1 m ) T c_1=(c_{11},\dots,c_{1m})^T c1=(c11,…,c1m)T 使 V a r ( F 1 ) Var(F_1) Var(F1) 最大,
c 2 = ( c 21 , … , c 2 m ) c_2=(c_{21},\dots,c_{2m}) c2=(c21,…,c2m) 使 c 2 ⊥ c 1 c_2\bot c_1 c2⊥c1 并使 V a r ( F 2 ) Var(F2) Var(F2) 最大,
c 3 = ( c 31 , … , c 3 m ) c_3=(c_{31},\dots,c_{3m}) c3=(c31,…,c3m) 使 c 3 ⊥ c 1 , c 3 ⊥ c 2 c_3\bot c_1,c_3\bot c_2 c3⊥c1,c3⊥c2 并使 V a r ( F 3 ) Var(F3) Var(F3) 最大,
……
为实现上述目标,步骤如下:
假设有 n n n 个对象, m m m 个指标 x 1 , x 2 , … , x m x_1,x_2,\dots,x_m x1,x2,…,xm,设第 i i i 个对象的第 j j j 个指标为 a i j a_{ij} aij,对原来的 m m m 个指标进行标准化
b i j = a i j − μ j s j , j = 1 , 2 , … , m , b_{ij}=\frac{a_{ij}-\mu_j}{s_j},j=1,2,\dots,m, bij=sjaij−μj,j=1,2,…,m,
其中
μ j = 1 n ∑ i = 1 n a i j , s j = 1 n − 1 ∑ i = 1 n ( a i j − μ j ) 2 , \mu_j=\frac1n\sum_{i=1}^na_{ij},s_j=\sqrt{\frac{1}{n-1}\sum_{i=1}^n(a_{ij}-\mu_j)^2}, μj=n1i=1∑naij,sj=n−11i=1∑n(aij−μj)2,
得标准化的数据矩阵 B = ( b i j ) n × m B=(b_{ij})_{n\times m} B=(bij)n×m,记标准化后的指标为 y i y_i yi;
求相关系数矩阵 R = ( r i j ) m × m R=(r_{ij})_{m\times m} R=(rij)m×m,
r i j = ∑ k = 1 n b k i b k j n − 1 , i , j = 1 , 2 , … m . r_{ij}=\frac{\sum_{k=1}^nb_{ki}b_{kj}}{n-1},i,j=1,2,\dots m. rij=n−1∑k=1nbkibkj,i,j=1,2,…m.
计算相关系数矩阵 R R R 的特征值 λ 1 ≥ λ 2 ≥ ⋯ ≥ λ m \lambda_1\ge\lambda_2\ge\dots\ge\lambda_m λ1≥λ2≥⋯≥λm 及对应的标准正交化特征向量 u 1 , u 2 , … , u m u_1,u_2,\dots,u_m u1,u2,…,um,其中 u j = ( u 1 j , … , u m j ) T u_j=(u_{1j},\dots,u_{mj})^T uj=(u1j,…,umj)T,组成 m m m 个新的指标变量
{ F 1 = u 11 y 1 + u 21 y 2 + ⋯ + u m 1 y m , F 2 = u 12 y 1 + u 22 y 2 + ⋯ + u m 2 y m , … F m = u 1 m y 1 + u 2 m y 2 + ⋯ + u m m y m . \left\{\begin{aligned} &F_1=u_{11}y_1+u_{21}y_2+\dots+u_{m1}y_m,\\ &F_2=u_{12}y_1+u_{22}y_2+\dots+u_{m2}y_m,\\ &\dots\\ &F_m=u_{1m}y_1+u_{2m}y_2+\dots+u_{mm}y_m.\\ \end{aligned}\right. ⎩⎪⎪⎪⎪⎨⎪⎪⎪⎪⎧F1=u11y1+u21y2+⋯+um1ym,F2=u12y1+u22y2+⋯+um2ym,…Fm=u1my1+u2my2+⋯+ummym.
计算主成分贡献率
w j = λ j ∑ k = 1 m λ k , j = 1 , 2 , … , m , w_j=\frac{\lambda_j}{\sum_{k=1}^m\lambda_k},j=1,2,\dots,m, wj=∑k=1mλkλj,j=1,2,…,m,
累计贡献率
∑ k = 1 i λ k ∑ k = 1 m λ k . \frac{\sum_{k=1}^i\lambda_k}{\sum_{k=1}^m\lambda_k}. ∑k=1mλk∑k=1iλk.
因子分析将原始变量分解为若干个因子的线性组合
{ x 1 = μ 1 + a 11 f 1 + a 12 f 2 + ⋯ + a 1 p f p + ε 1 , x 2 = μ 2 + a 21 f 1 + a 22 f 2 + ⋯ + a 2 p f p + ε 2 , … x m = μ m + a m 1 f 1 + a m 2 f 2 + ⋯ + a m p f p + ε m , \left\{\begin{aligned} &x_1=\mu_1+a_{11}f_1+a_{12}f_2+\dots+a_{1p}f_p+\varepsilon_1,\\ &x_2=\mu_2+a_{21}f_1+a_{22}f_2+\dots+a_{2p}f_p+\varepsilon_2,\\ &\dots\\ &x_m=\mu_m+a_{m1}f_1+a_{m2}f_2+\dots+a_{mp}f_p+\varepsilon_m,\\ \end{aligned}\right. ⎩⎪⎪⎪⎪⎨⎪⎪⎪⎪⎧x1=μ1+a11f1+a12f2+⋯+a1pfp+ε1,x2=μ2+a21f1+a22f2+⋯+a2pfp+ε2,…xm=μm+am1f1+am2f2+⋯+ampfp+εm,
μ = ( μ 1 , … , μ m ) T \mu=(\mu_1,\dots,\mu_m)^T μ=(μ1,…,μm)T 是 x x x 的期望变量, f = ( f 1 , … , f p ) T f=(f_1,\dots,f_p)^T f=(f1,…,fp)T 称公共因子向量, ε = ( ε 1 , … , ε m ) T \varepsilon=(\varepsilon_1,\dots,\varepsilon_m)^T ε=(ε1,…,εm)T 称特殊因子向量, A = ( a i j ) m × p A=(a_{ij})_{m\times p} A=(aij)m×p 称因子载荷矩阵, a i j a_{ij} aij 是变量 x i x_i xi 在公共因子 f j f_j fj 上的载荷,反映 f j f_j fj 对 x i x_i xi 的重要程度。
通常假设 f j f_j fj 互不相关且具有单位方差, ε i \varepsilon_i εi 互不相关且与 f j f_j fj 互不相关, C o v ( ε ) = ψ Cov(\varepsilon)=\psi Cov(ε)=ψ 为对角阵,于是有
C o v ( x ) = A A T + ψ , C o v ( x , f ) = A . Cov(x)=AA^T+\psi,Cov(x,f)=A. Cov(x)=AAT+ψ,Cov(x,f)=A.
每个原始变量 x i x_i xi 的方差都可以分解成共性方差 h i 2 h_i^2 hi2 和特殊方差 σ i 2 \sigma_i^2 σi2 之和,其中 h i 2 = ∑ j = 1 p a i j 2 h_i^2=\sum_{j=1}^pa_{ij}^2 hi2=∑j=1paij2 反映全部公共因子对 x i x_i xi 的方差贡献, σ i 2 = D ( ε i ) \sigma_i^2=D(\varepsilon_i) σi2=D(εi) 反映特殊因子的方差贡献。
令 b j 2 = ∑ i = 1 m a i j 2 b_j^2=\sum_{i=1}^ma_{ij}^2 bj2=∑i=1maij2,则 b j 2 b_j^2 bj2 是公共因子 f j f_j fj对 x x x 总方差的贡献,称 b j 2 ∑ i = 1 m ( h i 2 + σ i 2 ) \frac{b_j^2}{\sum_{i=1}^m(h_i^2+\sigma_i^2)} ∑i=1m(hi2+σi2)bj2 为 f j f_j fj 的贡献率。
利用主成分分析法求因子载荷矩阵,设 λ 1 ≥ λ 2 ≥ ⋯ ≥ λ m \lambda_1\ge\lambda_2\ge\dots\ge\lambda_m λ1≥λ2≥⋯≥λm 为相关系数矩阵 R R R 的特征值, u 1 , u 2 , … , u m u_1,u_2,\dots,u_m u1,u2,…,um 为对应的正交特征向量, p < m p
A = ( λ 1 u 1 , … , λ p u p ) , A=(\sqrt{\lambda_1}u_1,\dots,\sqrt{\lambda_p}u_p), A=(λ1u1,…,λpup),
特殊因子的方差用 R − A A T R-AA^T R−AAT 的对角元估计,即
σ i 2 = 1 − ∑ j = 1 p a i j 2 . \sigma_i^2=1-\sum_{j=1}^pa_{ij}^2. σi2=1−j=1∑paij2.
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 P 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 − μ = ( A P ) ( P T f ) + ε = B f ‾ + ε . x-\mu=(AP)(P^Tf)+\varepsilon=B\overline{f}+\varepsilon. x−μ=(AP)(PTf)+ε=Bf+ε.
聚类分析,就是指将相似元素聚为一类。
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:
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 G_i,G_j Gi,Gj,有
D i j = min w s ∈ G i , w t ∈ G j d s t . D_{ij}=\min_{w_s\in G_i,w_t\in G_j}d_{st}. Dij=ws∈Gi,wt∈Gjmindst.
除此之外,还有最长距离法、中间距离法等。
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 C C,并选定 C C 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:
将样本集任意划分为 C C C 类,记 G 1 , G 2 , … , G C G_1,G_2,\dots,G_C G1,G2,…,GC,计算聚类中心 m 1 , m 2 , … , m C m_1,m_2,\dots,m_C m1,m2,…,mC,
m i = 1 n i ∑ w j ∈ G i w j , i = 1 , 2 , … , C m_i=\frac{1}{n_i}\sum_{w_j\in G_i}w_j,i=1,2,\dots,C mi=ni1wj∈Gi∑wj,i=1,2,…,C
其中 n i n_i ni 为当前 G i G_i Gi 类中的样本数,以及计算误差平方和
J e = ∑ i = 1 C ∑ w ∈ G i ∣ ∣ w − m i ∣ ∣ 2 , J_e=\sum_{i=1}^C\sum_{w\in G_i}||w-m_i||^2, Je=i=1∑Cw∈Gi∑∣∣w−mi∣∣2,
再令 G i = ∅ G_i=\varnothing Gi=∅,按最小距离原则重新聚类,并重新计算聚类中心;
若连续两次迭代 J e J_e Je 不变,算法终止,否则转步骤 2。
方法有簇内离差平方和拐点法和轮廓系数法。
计算不同 k k 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 k k 再增加聚类效果不再有大的变化。
思想为使簇内样本密集,簇间样本分散。
对于每个样本点 i i i 有:
于是有样本点 i i 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。
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 ) (1.24,1.27) (1.24,1.27), ( 1.36 , 1.74 ) (1.36,1.74) (1.36,1.74), ( 1.38 , 1.64 ) (1.38,1.64) (1.38,1.64), ( 1.38 , 1.82 ) (1.38,1.82) (1.38,1.82), ( 1.38 , 1.90 ) (1.38,1.90) (1.38,1.90);
Apf: ( 1.14 , 1.78 ) (1.14,1.78) (1.14,1.78), ( 1.18 , 1.96 ) (1.18,1.96) (1.18,1.96), ( 1.20 , 1.86 ) (1.20,1.86) (1.20,1.86), ( 1.26 , 2.00 ) (1.26,2.00) (1.26,2.00), ( 1.28 , 2.00 ) (1.28,2.00) (1.28,2.00);
试判别 ( 1.24 , 1.80 ) (1.24,1.80) (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。
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。
对下列数据进行主成分分析
序号 | 身高 x1 | 胸围 x2 | 体重 x3 |
---|---|---|---|
1 | 149.5 | 69.5 | 38.5 |
2 | 162.5 | 77.0 | 55.5 |
3 | 162.7 | 78.5 | 50.8 |
4 | 162.2 | 87.5 | 65.5 |
5 | 156.5 | 74.5 | 49.0 |
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]]
F1 | F2 | F3 | |
---|---|---|---|
0 | 17.867546 | 2.409312 | 0.343559 |
1 | -4.102132 | -2.731441 | -1.927107 |
2 | -1.323700 | -3.525555 | 2.076603 |
3 | -16.960269 | 3.552614 | 0.422142 |
4 | 4.518556 | 0.295070 | -0.915196 |
对下列 7 种岩石聚类
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
---|---|---|---|---|---|---|---|
Cu | 2.9909 | 3.2044 | 2.8392 | 2.5315 | 2.5897 | 2.9600 | 3.1184 |
W | 0.3111 | 0.5348 | 0.5696 | 0.4528 | 0.3010 | 3.0480 | 2.8395 |
Mo | 0.5324 | 0.7718 | 0.7614 | 0.4893 | 0.2735 | 1.4997 | 1.9350 |
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:
对鸢尾花数据集进行 K 均值聚类
ID | sepal length (cm) | sepal width (cm) |
---|---|---|
0 | 5.1 | 3.5 |
1 | 4.9 | 3.0 |
2 | 4.7 | 3.2 |
3 | 4.6 | 3.1 |
4 | 5.0 | 3.6 |
… | … | … |
145 | 6.7 | 3.0 |
146 | 6.3 | 2.5 |
147 | 6.5 | 3.0 |
148 | 6.2 | 3.4 |
149 | 5.9 | 3.0 |
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。