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  大数据分析 - 统计方法

  • 简述

    在分析数据时，可以采用统计方法。执行基本分析所需的基本工具是 -
    • 相关性分析
    • 方差分析
    • 假设检验
    在处理大型数据集时，它不涉及问题，因为这些方法不是计算密集型的，除了相关分析。在这种情况下，总是可以取样，结果应该是可靠的。

  • 相关分析

    相关分析旨在找到数值变量之间的线性关系。这可以在不同的情况下使用。一个常见的用途是探索性数据分析，在本书的第 16.0.2 节中有一个这种方法的基本示例。首先，在上述示例中使用的相关度量是基于Pearson coefficient. 然而，还有一个有趣的相关性指标不受异常值的影响。这个度量被称为斯皮尔曼相关性。
    这spearman correlation与 Pearson 方法相比，度量对异常值的存在更稳健，并且在数据非正态分布时可以更好地估计数值变量之间的线性关系。 
    
library(ggplot2)
# Select variables that are interesting to compare pearson and spearman 
correlation methods. 
x = diamonds[, c('x', 'y', 'z', 'price')]  
# From the histograms we can expect differences in the correlations of both 
metrics.  
# In this case as the variables are clearly not normally distributed, the 
spearman correlation 
# is a better estimate of the linear relation among numeric variables. 
par(mfrow = c(2,2)) 
colnm = names(x) 
for(i in 1:4) { 
   hist(x[[i]], col = 'deepskyblue3', main = sprintf('Histogram of %s', colnm[i])) 
} 
par(mfrow = c(1,1))
    从下图中的直方图中，我们可以预期两个指标的相关性存在差异。在这种情况下，由于变量显然不是正态分布的，所以斯皮尔曼相关是对数值变量之间线性关系的更好估计。
    非正态分布
    为了计算 R 中的相关性，打开文件bda/part2/statistical_methods/correlation/correlation.R有这个代码部分。 
    
## Correlation Matrix - Pearson and spearman
cor_pearson <- cor(x, method = 'pearson') 
cor_spearman <- cor(x, method = 'spearman')  
### Pearson Correlation 
print(cor_pearson) 
#            x          y          z        price 
# x      1.0000000  0.9747015  0.9707718  0.8844352 
# y      0.9747015  1.0000000  0.9520057  0.8654209 
# z      0.9707718  0.9520057  1.0000000  0.8612494 
# price  0.8844352  0.8654209  0.8612494  1.0000000  
### Spearman Correlation 
print(cor_spearman) 
#              x          y          z      price 
# x      1.0000000  0.9978949  0.9873553  0.9631961 
# y      0.9978949  1.0000000  0.9870675  0.9627188 
# z      0.9873553  0.9870675  1.0000000  0.9572323 
# price  0.9631961  0.9627188  0.9572323  1.0000000

  • 卡方检验

    卡方检验允许我们检验两个随机变量是否独立。这意味着每个变量的概率分布不会影响另一个变量。为了评估 R 中的测试，我们首先需要创建一个列联表，然后将表传递给chisq.test R功能。
    例如，让我们检查变量之间是否存在关联：钻石数据集中的切工和颜色。测试正式定义为 -
    • H0：可变切工和钻石是独立的
    • H1：可变切工与钻石不独立
    我们假设这两个变量之间存在关系，但测试可以给出一个客观的“规则”，说明这个结果的重要性。
    在下面的代码片段中，我们发现测试的 p 值为 2.2e-16，实际上几乎为零。然后在运行测试后做一个Monte Carlo simulation，我们发现 p 值为 0.0004998，仍远低于阈值 0.05。这个结果意味着我们拒绝了原假设（H0），所以我们相信变量cut和color不是独立的。 
    
library(ggplot2)
# Use the table function to compute the contingency table 
tbl = table(diamonds$cut, diamonds$color) 
tbl  
#              D    E    F    G    H    I    J 
# Fair       163  224  312  314  303  175  119 
# Good       662  933  909  871  702  522  307 
# Very Good 1513 2400 2164 2299 1824 1204  678 
# Premium   1603 2337 2331 2924 2360 1428  808 
# Ideal     2834 3903 3826 4884 3115 2093  896  
# In order to run the test we just use the chisq.test function. 
chisq.test(tbl)  
# Pearson’s Chi-squared test 
# data:  tbl 
# X-squared = 310.32, df = 24, p-value < 2.2e-16
# It is also possible to compute the p-values using a monte-carlo simulation 
# It's needed to add the simulate.p.value = TRUE flag and the amount of 
simulations 
chisq.test(tbl, simulate.p.value = TRUE, B = 2000)  
# Pearson’s Chi-squared test with simulated p-value (based on 2000 replicates) 
# data:  tbl 
# X-squared = 310.32, df = NA, p-value = 0.0004998

  • T检验

    的想法t-test是评估不同组名义变量之间的数字变量分布是否存在差异。为了证明这一点，我将选择因子变量切割的公平和理想水平，然后我们将比较这两组之间的数值变量的值。 
    
data = diamonds[diamonds$cut %in% c('Fair', 'Ideal'), ]
data$cut = droplevels.factor(data$cut) # Drop levels that aren’t used from the 
cut variable 
df1 = data[, c('cut', 'price')]  
# We can see the price means are different for each group 
tapply(df1$price, df1$cut, mean) 
# Fair    Ideal  
# 4358.758 3457.542
    t 检验在 R 中实现t.test功能。t.test 的公式接口是使用它的最简单方法，其思想是数字变量由组变量解释。
    例如：t.test(numeric_variable ~ group_variable, data = data). 在前面的例子中，numeric_variable是price和group_variable是cut.
    从统计的角度来看，我们正在测试两组之间数值变量的分布是否存在差异。正式地，假设检验用零假设 (H0) 和备择假设 (H1) 来描述。
    • H0：Fair 组和 Ideal 组之间价格变量的分布没有差异
    • H1 公平组和理想组之间价格变量分布存在差异
    以下可以在 R 中使用以下代码实现 - 
    
t.test(price ~ cut, data = data)
# Welch Two Sample t-test 
#  
# data:  price by cut 
# t = 9.7484, df = 1894.8, p-value < 2.2e-16 
# alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 
# 95 percent confidence interval: 
#   719.9065 1082.5251 
# sample estimates: 
#   mean in group Fair mean in group Ideal  
#   4358.758            3457.542   
# Another way to validate the previous results is to just plot the 
distributions using a box-plot 
plot(price ~ cut, data = data, ylim = c(0,12000),  
   col = 'deepskyblue3')
    我们可以通过检查 p 值是否低于 0.05 来分析测试结果。如果是这种情况，我们保留备择假设。这意味着我们发现了两个级别的切割因子之间的价格差异。根据级别的名称，我们会预料到这个结果，但我们不会预料到失败组中的平均价格会高于理想组中的平均价格。我们可以通过比较每个因素的均值来看到这一点。
    这plot命令生成一个图表，显示价格和切割变量之间的关系。这是一个箱线图；我们已经在第 16.0.1 节中介绍了这个图，但它基本上显示了我们正在分析的两个削减水平的价格变量分布。
    不同层次的削减

  • 方差分析

    方差分析（ANOVA）是一种统计模型，用于通过比较每组的均值和方差来分析组分布之间的差异，该模型由 Ronald Fisher 开发。ANOVA 提供了几个组的平均值是否相等的统计检验，因此将 t 检验推广到两个以上的组。
    ANOVA 可用于比较三个或更多组的统计显着性，因为进行多个两样本 t 检验会导致犯统计类型 I 错误的机会增加。
    在提供数学解释方面，需要以下内容来理解测试。

    x ij = x + (x i - x) + (x ij - x)

    这导致以下模型 -

    x ij = μ + α i + ∈ ij

    其中 μ 是总均值，α i是第 i 个组均值。假设误差项∈ ij是来自正态分布的 iid。测试的零假设是 -

    α 1 = α 2 =… = α k

    在计算测试统计量方面，我们需要计算两个值 -
    组间差异的平方和 -
    $$SSD_B = \sum_{i}^{k} \sum_{j}^{n}(\bar{x_{\bar{i}}} - \bar{x})^2$$
    组内平方和
    $$SSD_W = \sum_{i}^{k} \sum_{j}^{n}(\bar{x_{\bar{ij}}} - \bar{x_{\bar{i}}})^ 2$$
    其中 SSD B的自由度为 k-1，SSD W的自由度为 N-k。然后我们可以定义每个指标的均方差。

    MS B = SSD B / (k - 1)

    MS w = SSD w / (N - k)

    最后，ANOVA中的检验统计量定义为上述两个量的比值

    F = MS B / MS w

    它遵循具有k-1和N-k自由度的 F 分布。如果原假设为真，则 F 可能接近 1。否则，组间均方 MSB 可能很大，从而导致 F 值较大。
    基本上，ANOVA 检查总方差的两个来源并查看哪个部分贡献更大。这就是为什么它被称为方差分析的原因，尽管其目的是比较组均值。
    在计算统计量方面，在 R 中实际上是相当简单的。下面的示例将演示它是如何完成的并绘制结果。 
    
library(ggplot2)
# We will be using the mtcars dataset 
head(mtcars) 
#                    mpg  cyl disp  hp drat  wt  qsec   vs am  gear carb 
# Mazda RX4         21.0   6  160 110 3.90 2.620 16.46  0  1    4    4 
# Mazda RX4 Wag     21.0   6  160 110 3.90 2.875 17.02  0  1    4    4 
# Datsun 710        22.8   4  108  93 3.85 2.320 18.61  1  1    4    1 
# Hornet 4 Drive    21.4   6  258 110 3.08 3.215 19.44  1  0    3    1 
# Hornet Sportabout 18.7   8  360 175 3.15 3.440 17.02  0  0    3    2 
# Valiant           18.1   6  225 105 2.76 3.460 20.22  1  0    3    1  
# Let's see if there are differences between the groups of cyl in the mpg variable. 
data = mtcars[, c('mpg', 'cyl')]  
fit = lm(mpg ~ cyl, data = mtcars) 
anova(fit)  
# Analysis of Variance Table 
# Response: mpg 
#           Df Sum Sq Mean Sq F value    Pr(>F)     
# cyl        1 817.71  817.71  79.561 6.113e-10 *** 
# Residuals 30 308.33   10.28 
# Signif. codes:  0 *** 0.001 ** 0.01 * 0.05 . 
# Plot the distribution 
plot(mpg ~ as.factor(cyl), data = mtcars, col = 'deepskyblue3')
    该代码将产生以下输出 -
    方差分析
    我们在示例中得到的 p 值明显小于 0.05，因此 R 返回符号“***”来表示这一点。这意味着我们拒绝原假设，并且我们发现不同组的 mpg 均值之间存在差异cyl多变的。
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