多维尺度分析
尺度分析
if Item
Total
Deleted
Deleted Correlation
A
58.5000
168.9767
.8021
B
67.7273
182.3658
.6194
C
54.0000
98.2093
.7773
D1
68.1818
170.7336
.4956
D2
66.6136
121.7542
.7360
D3
65.4318
比如,研究消费者对公司某个品牌产品和另外几个主要竞争对手产品的 认可程度,使用多维程度分析:
◇消费者认为哪些品牌的产品类似于我们的产品 ◇在这些品牌中消费者用于评价相似性的是哪些特征指标。 感知图基于数据点间的距离(不相似性)绘制,比如只要给出各城市间 直线距离,运用多维程度分析,SPSS可以自动把地图绘制出。 如果要了解消费者对七种牙膏品牌的相似情况评价,可以将七种品牌两 两组合,共有21对,然后请每位消费者对其进行打分,得分在1-10分之间 ,1为最相似,10为最不相似(分数代表距离),最后将所有消费者的评 分平均,形成相似评分矩阵,用多维尺度分析,产生出感知图。
第十七章 尺度分析
信度分析 多维尺度分析
课件制作:叶勇
17.1 尺度分析概述
尺度分析Scaling analysis探索事物间的相似或不相似性,但与聚类分 析不同。
聚类分析根据类间距离逐渐合并,而尺度分析是通过计算各变量间的距 离,然后根据距离在一幅二维或三维图形上将各变量描绘出来,从结果看 来,类似于对应图。
4.感知图 ★★★(概念空间图) 根据该图形可以了解: 哪些点比较接近,大致分为了几类。 有可能的话,为两个维度,即两个坐标找出一个合理的解释。 寻找图形间相关性的原因。
多维尺度分析
我们知道对应分析是一种图示分析技术,通过对应分析图能够简单直观的将变量间的关系加以呈现,多维尺度分析和对应分析类似,也是将变量间的关系通过图形进行展现,关于二者的区别后面会做论述。
一、多维尺度分析简介多维尺度分析Multidimensional Scaling,简称MDS,是一种探索性数据分析技术,主要是用适当的降维方法,将多个变量通过坐标定位在低维空间中(二维或三维),变量之间的欧氏距离就可以反映它们之间的差异性和相似性。
多维尺度分析根据数据集特征分为:1.不考虑个体差异MDS模型2.考虑个体差异MDS模型MDS模型允许多种类型的数据输入,并且在实际应用中,也有多种测量相似性或差异性的方法,根据分析数据的类型分为:1.度量化MDS模型:也称为古典MDS模型,所输入的数据是直接反映变量间差异或相似的距离或比率,例如城市间的距离就是现成的反映差异的数据。
2.非度量化MDS模型:输入的数据不是直接反映变量间的差异,而是通过对其属性的评分,间接的反映变量间的差异或相似性。
二、多维尺度分析的分析步骤1.界定问题明确研究的问题和范畴,确定相关的变量种类和数量2.获取数据根据实际情况获取分析数据3.选择MDS模型根据获得的数据类型,选择相应的MDS模型4.确定维度MDS模型是为了生成一个用尽可能小的维度对数据进行最佳拟合的空间感知图,因此要确定一个合适的维度,维度太高不易于解读,维度太低会影响拟合度,通常采用二维或三维。
5.模型评价考察应力系数Stress和拟合指数RSQ,应力系数越小越好,RSQ越大越好6.解读图表多维尺度分析最重要的结果是感知图,图中各点之间的距离直接反映了各变量的相似或差异程度,除了查看差异程度之外,如果要对图表进行整体的分析解读,还需要对每个维度进行解释。
三、多维尺度分析与对应分析的异同相同点:1.都是可以得出有直观的图形结果,并且也都常用在市场分析中2.都具有降维,数据浓缩的思想,实际上,多元统计分析都是基于将高维空间的数据压缩至低维空间进行分析。
多维尺度分析
例如;希望研究消费者对自己公司某个品牌的产品和另外几个 主要竞争对手产品的认可程度,则使用多维尺度分析可以回答 下列问题:
1、消费者认为那些品牌的产品类似与我们的产品?
2、在这些品牌中消费者用于评价相似性的是哪些特征?
分析原理:将观察数据分配到“概念空间”(二、三维)的特 殊位臵,数据点间的距离由计算出的不相似性决定,从而可以 在低度空间描述相似性和不相似性,以得到对象关系的“空间” 理解。
多维尺度分析
多维尺度分析是市场调查、分析数据的统计方法之一 。 通过多维尺度分析,可以将消费者对商品相似性的判断产生一 张能够看出这些商品间相关性的图形。 例如:有十个百货商场,让消费者排列出对这些百货商场两两 间相似的感知程度,根据这些数据,用多维尺度分析,可以判 断消费者认为哪些商场是相似的,从而可以判断竞争对手。 用于反映多个研究事物间相似(不相似)程度,通过适当 的降维方法,将这种相似(不相似)程度在低维度空间中用点 与点之间的距离表示出来,并有可能帮助识别那些影响事物间 相似性的潜在因素。这种方法在市场研究中应用得非常广泛。 它使用的数据是消费者对一些商品相似程度(或差异程度 的评分,通过分析产生一张能够看出这些商品间相关性的图形 (感知图)。
1、所有饮料分成两类: yukon、可口可乐、百事可乐、shasta、 rc、pepper为一类 无糖pepper、无糖可口可乐、无糖百事 可乐、tab为一类 2、第一维度方向上: 两种pepper在最右侧,两种百事可乐在中 间, (饮料自身口味) 两种可口可乐靠左,除RC和百事可乐比较 接近外,另外三种饮料均比较靠左。 第二维度方向上: 三种无糖饮料在上方,而对应的原始饮料 在下方。 (饮料对健康 的有益程度)
例:对七种彩电品牌的相似程度评价情况: 1、对七种彩电品牌两两组合(21对) 2、对这些对子相似程度打分(1分—10分,1分——最相似) 3、分值平均 4、形成七种品牌相似评分矩阵 5、多维尺度分析可以对该矩阵进行分析,用图形化将结果 呈现出来。(哪些品牌靠得比较近)
多维尺度分析-SPSS例析资料讲解
多维尺度分析多维尺度分析(multidimensional scaling ,MDS )又称ALSCALE(alternative least-square SCALing),还有人称之为多维量表分析;它是将一组个体间的相异数据经过MDS 转换成空间构图,且保留原始数据的相对关系。
1多维尺度分析的目的假设给你一张中国台湾省地图,要你算出基隆,台北,新竹,台中,台南,嘉义,高雄,花莲,台东,枋寮,苏澳,恒春等地间的距离,你可以用一把刻度尺根据比例测算出一个12x12de 距离矩阵;反之,如果给你一份12个城市间的距离矩阵,要你画出12个城市相对位置的二维台湾地图,且要他们与现实尽量保持一致,那就是一件不容易的工作了,多为尺度分析就为此工作提供了一个有效地分析手段。
2多为尺度分析与因子分析和聚类分析的异同多为尺度分析和因子分析都是维度缩减技术,但是因子分析一般使用相关系数进行分析,使用的是相似性矩阵;而多为尺度分析采用的是不相似的评分数据或者说相异性数据来进行分析;与因子分析不同,多为尺度分析中维度或因素的含义不是分析的中心,各数据点在空间中的位置才是分析解释的核心内容;多为尺度分析与聚类分析也有相似之处,两者都可以检验样品或者变量之间的近似性或距离,但聚类分析中样品通常是按质分组的;多维分析不是将分组或聚类作为最终结果,而是以一个多维尺度图作为最终结果,比较直观。
若你的目的是要把一组变量缩减成几个因素来代表,可考虑使用因素分析;若目的是变量缩减后以呈现在空间图上,则可以使用MDS 。
如果你是想要却仍相似观测值得组别,请考虑以聚类分析来补充多为尺度分析,聚类分析虽可以确认组别,但无法在空间图中标示出观测。
3.定性的和定量的MDSMDS 分析测量的尺度不可以是nominal 的,但可以是顺序的ordinal,等距的interval,比率的ratio 。
顺序量表只可以用于质的分析,又称为定性多维量表分析;它以个体间距离排序为主;而interval 和ratio 量表称为定量多维量表分析(定量多维尺度分析)。
第10章多维标度分析
第10章多维标度分析10.1多维标度法的基本思想当维数p>3时,即使给出了p维空间R P中n个样本点的坐标,我们都难以想象这n个点的相互位置关系,因此自然希望在我们熟悉的低维空间R k(k<p,如k=1,2,3)中能以较高的相似度重新展示这n个点的数据结构,并由此对原始样本数据进行统计分析.另外,即使维数p≤3,有时问题也不容易解决.比如地图上任意两个城市之间的直线距离和实际道路距离不一样,若仅给了一组城市相互间的实际道路距离,你能否标出这些城市之间的相对位置呢?又假定只知道哪两个城市最近,哪两个城市次近,等等,你还能确定它们之间的相对位置吗?重新标度的位置与实际位置相似度达到多大?把上面的不同“城市”换作不同的“产品”、“品牌”、“指标”等,也会遇到类似的问题.多维标度法(multidimensional scaling,MDS)就是一类将高维空间中的研究对象(样本或变量)简化到低维空间中进行定位、归类和分析,同时又有效地保留研究对象间原始关系的多元数据分析技术的总称,是一种维数缩减方法.多维标度法于20世纪40年代起源于心理测度学,用于大致测定人们判断的相似性,1958年Torgerson在其博士论文中首先正式提出了这一方法.多维标度法现在已广泛应用于心理学、市场营销、经济管理、交通、生态学及地质学等领域.多维标度法内容丰富、方法较多,其理论分析手段与主成分分析有相通之处,但也有自己的特点.根据研究对象的相关指标是用距离、比例等度量化数据给出还是用顺序、秩等给出,相应的分析方法分为度量分析法和非度量分析法,而古典多维标度法是其中最常用的度量分析法.10.2古典多维标度法下面根据参考文献[2],用一个例子来介绍几个与多维标度法相关的基本概念.【例10.1】(数据文件为eg10.1)表10-1给出了我国部分城市间的距离,由于道路弯弯曲曲,这些距离并不是这些城市间的真正距离.我们希望在地图上重新标出这八个城市,使得它们之间的距离尽量接近表10-1中的距离.表10-1 我国八个城市间的距离单位:千米北京天津济南青岛郑州上海杭州南京北京0天津118 0济南439 363 0青岛668 571 362 0郑州714 729 443 772 0上海1259 1145 886 776 984 0杭州1328 1191 872 828 962 203 0南京1065 936 626 617 710 322 305 0 10.2.1多维标度法的几个基本概念定义10.1一个n×n阶矩阵,如果满足条件(1)(2)则称矩阵D为广义距离阵,dij称为第i点与第j点间的距离.注意:这样定义的距离不是通常意义下的距离,而是通常距离的拓广,比如人们熟悉的距离三角不等式在这里就未必成立.对于距离阵,多维标度法的目的是要寻找较小的正整数k(如k=1,2,3)和相应低维空间R k中的n个点x₁,x₂,…,xn ,记表示xi与xj在R k中的欧氏距离,使得与D在某种意义下尽量接近.将找到的这n个点写成矩阵形式称X为D的一个古典多维标度(CMDS)解.在多维标度分析中,形象地称xi为D的一个拟合构造点,称X为D的拟合构图,称为D的拟合距离阵.特别地,当=D时,称xi为D的构造点,称X为D的构图.又若X为D的构图,令式中,P为正交阵,a为常数向量,则Y=(y₁,y₂,…,yn)也为D的构图,这是因为平移和正交变换不改变两点间的欧氏距离,即若D的构图存在,那么它是不唯一的.定义10.2对于一个n×n的距离阵,如果存在某个正整数k和R k中的n个点x₁,x₂,…,xn,使得(10.1)则称D为欧氏距离阵.下面讨论如何判断一个距离阵D是否为欧氏距离阵;在已知D为欧氏距离阵的条件下,如何确定定义10.2中相应的k和R k中的n个构造点x₁,x₂,…,xn.令(10.2)(10.3)式中,In 为n×n阶单位阵,1n,为分量全为1的n维列向量.借助这些定义,下面给出一个距离阵D为欧氏距离阵的充要条件.定理10.1设D为n×n阶距离阵,B由式(10.3)定义,则D是欧氏距离阵的充要条件为B≥0.证明:(必要性)设D是欧氏距离阵,由定义和式(10.2)可知,存在正整数k 和R k中的n个构造点x₁,x₂,…,xn,使得又由式(10.3)可得(10.5)式中,为元素全为1的nxn阶矩阵.注意式中(10.6)将它们代入式(10.5)中,可得(10.7)由式(10.4)知,再结合式(10.6),可得(10.8)将代入式(10.8),化简可得式中,将式(10.9)表示为矩阵形式,得到这里乘积HX所得的结果是将X中心化,即(10.10)(充分性)反之,若B≥0,记k=rank(B),λ₁,λ₂,…,λk (λ₁≥λ₂≥…≥λk>0)为B的正特征值,x(1),(2),…,x(k)为相应的特征向量,且令注意:这里x₁,x₂,…,xn表示由X的各行转置后得到的k×1列向量.令A=diag(λ₁,λ₂,…,λk),,则,即P的列为标准正交化特征向量,于是(10.11)由此可得说明正好是D的构图,所以D是欧氏距离阵,充分性得证.注意:充分性的证明给出了从欧氏距离阵D出发得到构图X的方法,即D→A→B→X具体步骤为:由D知dij,由得A,再由得B,最后求B的特征值λ₁,λ₂,…,λk和相应的特征向量x(1),(2),…,x(k),n×k阶矩阵X=(x(1),(2),…,x(k))的行向量转置后得到的n个k×1列向量x₁,x₂,…,xn 即为D的n个构成点,而矩阵即为D的构图,据式(10.11),X 也可以由来计算.由定理10.1知,D是欧氏距离阵的充要条件是B≥0.因此若B有负特征值,那么D一定不是欧氏距离阵,此时不存在D的构图,只能求D的拟合构图,记作,以区别真正的构图X.在实际中,即使D为欧氏距离阵,记它的构图为n×k 矩阵X,当k较大时也失去了实用价值,这时宁可不用X,而去寻找低维的拟合构图.也就是说,在D的构图不存在和构图存在但k较大两种情形下都需要寻找D的低维拟合构图.令这两个量相当于主成分分析中的累积贡献率,我们希望k不要取太大,就可以使a₁.k和a₂.k比较大,比如说,大于80%就比较合适.当k取定后,用表示B的对应于特征值λ₁,λ₂,…,λk的正交化特征向量,使得.通常还要求λk >0,若λk<0,要缩小k的值.最后,令则即为D的拟合构图,或者说为D的古典多维标度解,(均为k×1列向量)即为D的n个拟合构造点.有的文献也把称为X的主坐标,把多维标度分析称为主坐标分析.下面用一个具体例子(参见参考文献[2])来说明上述求解步骤.【例10.2】设有距离阵D如下(为简洁起见,对称阵都只写出上三角部分):由于,可求得A,āig ,āgj及āgg如下:再由bij =aij-āig-āgj+āgg可得由于B的7个列b₁,b₂,…,b₇有如下线性关系b₃=b₂-b₁,b₄=-b₁,b₅=-b₂,b₆=b₁-b₂,b₇=0于是B的秩最多为2,注意到B的第一个二阶主子式非退化,故rank(B)=2=k,并且可求得B的7个特征值分别为:λ₁=λ₂=3,λ₃=λ₄=…=λ₇=0且对应于λ₁,λ₂的特征向量分别为:故7个拟合构造点在R²中的坐标分别为:(√3/2,1/2),(√3/2,-1/2),(0,-1),(-√3/2,-1/2),(-√3/2,1/2),(0,1 ),(0,0)因为B≥0,所以原矩阵D是欧氏距离阵,故这7个拟合构造点就是D的构造点.容易验证,这7个构造点在R²中的欧氏距离阵恰为D,即10.2.2已知距离矩阵时CMDS解的计算上面计算CMDS解的过程在R中可使用stats包中的cmdscale()函数来实现,也可以使用MASS包中处理非度量MDS问题的isoMDS()函数来实现,但cmdscale()函数的好处是可以同时计算出B的特征值和特征向量以及两个累积贡献率a₁.k 和a₂.k的值.【例10.3】(数据文件为eg10.3)根据表10-1给出的我国八个城市间的距离矩阵D,利用R软件stats包中的cmdscale()函数求D的CMDS解,给出拟合构图及拟合构造点.解:在R中的程序为:#例10.3打开数据文件eg10.3.xls,选取数据区域C2:K10,然后复制>eg10.3=read.table("clipboard",header=T) #在R中读入数据>D10.3=cmdscale(eg10.3,k=2,eig=T) #k取为2,eig=T给出矩阵B的前两个特征#向量和特征值>D10.3$points[,1] [,2]北京-658.14610 -52.301759天津-522.00992 -133.917153济南-229.30657 32.365307青岛-80.72182 -277.225217郑州-171.98297 474.047645上海610.52727 -102.636996杭州659.93216 5.717159南京391.70794 53.951014$eig[1]1.756015e+06 3.367695e+05 7.888679e+04 3.770390e+041.320482e+04 -4.001777e-11 -1.434722e+04 -3.259473e+04......>sum(abs(D10.3$eig[1:2]))/sum(abs(D10.3$eig)) #计算a1.2[1] 0.9221257>sum((D10.3$eig[1:2])~2)/sum((D10.3$eig)~2) #计算a2.2[1] 0.9971656>x=D10.3$points[,1]>y=D10.3$points[,2]>plot(x,y,xlim=c(-700,800),ylim=c(-300,600)) #绘散点图(见图10-1)#根据两个特征向量的分量大小>text(x,y,labels=s(eg10.3),adj=c(0,-0.5),cex=0.8) #名标出#将拟合点用行#名标出图10-1我国八城市距离阵的拟合构图由R计算结果可见,矩阵B的八个特征值分别为:1756015,336770,78887,37704,13205,0,-14347,-32595最后两个特征值为负,表明距离矩阵D不是欧氏距离阵.a1.2=92.2%,a2.2=99.7%,故k=2就可以了.由前两个特征向量可得八个拟合构造点分别为:(-658.1,-52.3),(-522.0,-133.9),(-229.3,32.4),(-80.7,-277.2) (-172.0,474.0),(610.5,-102.6),(659.9,5.7),(391.7,54.0)容易计算出八个拟合构造点在R²中的欧氏距离阵,如表10-2所示.将它们与表10-1中城市间的原始距离数据进行比对,可以发现大多数距离数据拟合较好,少数数据误差较大.表10-2我国八个城市间的距离阵的拟合构图10.2.3已知相似系数矩阵时CMDS解的计算定义10.3一个n×n阶的矩阵,如果满足条件(1)(2)则称C为相似系数矩阵,cij称为第i点与第j点间的相似系数.在进行多维标度分析时,如果已知的数据不是n个对象之间的广义距离,而是n个对象间的相似系数,则只需将相似系数矩阵C按式(10.12)转换为广义距离阵D,其他计算与上述方法相同.令(10.12)由定义10.3可知,,显见,故D为距离)为欧氏距离阵. 阵,可以证明,当C≥0时,由式(10.12)定义的距离阵D=(dij【例10.4】(数据文件为eg10.4)为了分析下列六门课程之间的结构关系,找到了由劳雷和马克斯维尔得到的相关系数矩阵(见表10-3).其中,相关系数的值越大(小),表示课程越(不)相似.易见相关系数矩阵也为相似系数矩阵,记为C,求C的CMDS解,并给出拟合构图及拟合构造点.表10-3六门课程相关系数矩阵盖尔语英语历史算术代数几何盖尔语 1 0.439 0.41 0.288 0.329 0.248 英语0.439 1 0.351 0.354 0.32 0.32g 历史0.41 0.351 1 0.164 0.19 0.181 算术0.288 0.354 0.164 1 0.595 0.47 代数0.329 0.32 0.19 0.595 1 0.464 几何0.248 0.329 0.181 0.47 0.464 1解:据表10-3知,.于是由变换式(10.12)知(10.13)由式(10.13)易得六门课程的广义距离阵D,如表10-4所示.表10-4由六门课程相关系数矩阵转化所得的距离阵盖尔语英语历史算术代数几何盖尔语0 1.059 1.086 1.193 1.158 1.226英语 1.059 0 1.139 1.137 1.166 1.158 历史 1.086 1.139 0 1.293 1.273 1.280 算术 1.193 1.137 1.293 0 0.900 1.030 代数 1.158 1.166 1.273 0.900 0 1.035 几何 1.226 1.158 1.280 1.030 1.035 0余下工作可以仿照例10.3进行,在R中的程序为:#例10.4打开数据文件eg10.4.xls,选取数据区域A10:G16,然后复制>eg10.4=read.table("clipboard",header=T) #在R中读入数据>D10.4=cmdscale(eg10.4,k=2,eig=T) #k取为2,eig=T给出矩阵B的前两个特#征向量和特征值>D10.4$points[,1] [,2]盖尔语0.4028583 0.26570653英语0.2415986 0.48339407历史0.6210937 -0.50817963算术-0.4575066 0.03803193代数-0.4216733 -0.04017726几何-0.3863706 -0.23877565$eig[1]1.142825e+00 6.225908e-01 6.022539e-01 5.245848e-013.963587e-01 1.998401e-15......>sum(abs(D10.4$eig[1:2]))/sum(abs(D10.4$eig)) #计算a1.2[1] 0.5368268>sum((D10.4$eig[1:2])^2)/sum((D10.4$eig)~2) #计算a2.2[1] 0.6805523>x=D10.4$points[,1]>y=D10.4$points[,2]>plot(x,y,xlim=c(-0.6,0.8),ylim=c(-0.6,0.7)) #根据两个特征向量的分量大小绘制拟合图>text(x,y,labels=s(eg10.4),adj=c(0,-1),cex=0.8) #将拟合点用行名标出由R计算出的B的六个特征值按大小顺序依次为:λ₁=1.1428,λ₂=0.6226,λ₃=0.6023,λ₄=0.5246,λ₅=0.3964λ₆=0.0000因为a1.2=53.68%,a2.2=68.06%,不足80%,可考虑取k=3(这里从略).由前两个特征向量可得8个拟合构造点,分别为:(0.403,0.266),(0.242,0.483),(0.621,-0.508),(-0.458,0.038),(-0.422,-0. 040),(-0.386,-0.239).图10-2大体反映了这六门课程的基本结构,从图中可以直观地看出,算术、代数、几何较为接近,英语和盖尔语较为相近,而历史课程与其他课程的差异较大.图10-2六门课程相似系数矩阵的古典拟合构图10.3非度量多维标度法在实际问题中,涉及更多的可能是不易量化的相似性测度,如两种颜色的相似性,虽然我们可以用较小(大)的数字表示颜色非常(不)相似,但是这里的数字只表示颜色之间的相似或不相似程度,并不表示色彩实际的数值大小,因而这是一种非度量的定序尺度,能够利用的唯一信息就是这种顺序(秩).古典多维标度法基于主成分分析的思想,在低维空间上利用主坐标重新标度距离,这时式中,是距离dij 的拟合值;eij是拟合误差.但有时dij和之间的拟合关系可以表示为:(10.14)式中,f为一个未知的单调递增函数.这时,我们用来构造的唯一信息就是{dij }的秩,将{dij,i<j}从小到大排列为:与(i,j)所对应的dij 在上面的排列中的名次(由小到大)称为(i,j)的秩或dij的秩.我们欲寻找一个拟合构图(或一组拟合构造点),使后者相互之间的距离也有如上的次序,即并记为:这种模型大多出现在相似系数矩阵的场合,因为相似系数强调的是研究对象之间的相似,而不是它们的距离.在处理这种模型的各种方法中,最为流行的是Shepard-Kruskal算法,它的计算步骤如下:(1)已知相似系数矩阵D=(dij)(这里仍用D来记相似系数矩阵),并将其非对角元素从小到大排列为:(2)设是k维拟合构造点,相应的距离阵为,令(10.15)极小是对一切而言的,使上式达到极小的称为对的最小二乘单调回归.如果,在式(10.15)中取,这时是D 的构图.若对X作一正交平移变换yi =Pxi+b,P为正交阵,b为常数向量,则式(10.15)的分子不变.(3)若k固定,且能存在一个,使得则称为k维最佳拟合构图.(4)由于Sk (也称为压力指数,stress)是k的单调下降序列,取k,使Sk适当地小.例如Sk ≤5%最好,5%<Sk≤10%次之,Sk>10%较差.求解可用梯度法进行迭代(参见参考文献[2]).10.4案例分析与R实现案例10.1(数据文件为case10.1)表10-5给出了2010年我国31个省、直辖市、自治区农村居民家庭人均生活消费支出的统计数据.一共选取8个指标:x₁为食品消费;x₂为衣着消费;x₃为居住消费;x₄为家庭设备用品及服务;x₅为交通通信;x₆为文教娱乐用品及服务;x₇为医疗保健;x8为其他商品和服务支出.试用多维标度法对其进行统计分析,并对分析结果的实际意义进行解释.表10-5 2010年我国各地区农村居民家庭人均生活消费支出单位:元地区x₁x₂x₃x₄x₅x₆x₇x8北京2994.66 699.42 1990.21 473.62 1112.44 950.61 840.61 193.21天津2060.83 365.86 888.32 233.02 467.48 462.25 360.47 98.50河北1351.41 250.92 839.66 218.90 464.80 462.25 360.47 78.87山西1372.49 315.78 614.70 173.62 357.74 420.21 328.92 80.40内蒙古1675.04 317.71 751.99 177.91 598.61 374.19 467.97 97.41辽宁1714.15 369.15 745.03 185.23 448.97 500,28 413.83 112.87吉林1523.32 309.75 752.79 171.92 368.64 454.05 462.42 104.47黑龙江1483.95 387.17 793.80 164.63 455.90 560.71 443.16 101.86上海3806.82 554.13 2020.25 528.01 1459.45 997.65 584.51 209.66 江苏2491.51 350.01 1170.88 327.69 785.53 908.10 362.28 146.87浙江3055.59 551.53 2044.32 410.62 1145.99 839.19 709.30 172.34安1632.96 232.20 867.51 231.23 338.99 363.92 264.39 82.10 徽2537.15 310.14 865.50 292.71 638.07 462.17 251.36 141.23 福建江1812.66 174.61 782.72 205.27 331.81 285.23 243.84 75.48 西1804.45 305.56 832.95 324.70 649.21 421.91 383.89 84.51 山东河1371.17 261.52 765.18 254.47 401.44 250.47 287.83 90.14 南湖1763.05 217.61 816.42 262.26 331.35 288.12 295.24 116.73 北湖2087.85 209.85 719.20 243.90 343.82 315.93 293.59 96.23 南2630.05 215.51 986.70 235.01 637.08 326.53 307.43 177.27 广东1675.41 110.46 692.51 192.77 310.30 182.55 228.99 62.30 广西1724.47 117.36 609.77 135.22 312.53 318.04 138.35 90.49 海南1750.01 224.13 548.00 260.71 281.73 239.03 270.31 50.70 重庆1881.18 226.62 625.28 239.48 360.70 218.62 276.06 69.59 四川1319.43 137.49 621.80 135.64 229.66 186.19 178.07 44.21 贵州云1604.50 160.72 638.09 167.66 337.85 206.45 239.94 43.11 南西1325.71 326.65 352.88 181.27 282.43 51.06 71.16 75.77藏1299.22 237.87 837.54 233.37 336.22 397.61 376.20 75.77 陕西1315.25 184.23 551.63 146.93 256.70 238.03 203.13 46.0g 甘肃1442.88 255.19 944.23 193.59 369.60 198.53 307.92 62.55 青海1541.77 302.61 776.44 188.12 444.02 241.08 417.92 101.22 宁夏1394.38 303.66 695.17 137.69 382.14 170.15 314.73 59.94 新疆解:本案例我们采用R软件MASS包中的isoMDS()函数来实现分析计算(当然也可以用前面使用的cmdscale()函数),在R中的操作过程如下:#打开数据文件case10.1.xls,选取A2:I33区域,然后复制>case10.1<-read.table("clipboard",header=T) #将eg10.1.xls数据读入到#Case10.1中>D1=as.matrix(case10.1) #需要将数据转换成矩阵形式>D=dist(D1) #求距离阵>library(MASS) #载入MASS包,这样才能使用isoMDS()函数>fit=isoMDS(D,k=2)>fit$points[,1] [,2]北京-1882.08165 -405.5501799天津-181.18356 83.5568197河北378.06842 -316.9090361山西519.63551 -161.3723531内蒙古140.53475 -118.3236722辽宁239.59269 -57.3466211 吉林311.06135 -196.5769112 黑龙江257.18237 -303.2689490 上海-2574.54791 164.4633867 江苏-864.88942 19.9653109 浙江-1891.26840 -273.7180203 安徽241.99333 -56.7533361 福建-562.74468 426.2460037 江西187.41927 149.4628003 山东-23.94055 -68.0772001 河南480.52386 -165.0996828 湖北186.03261 68.3345125 湖南-11.86522 317.5767900 广东-645.99328 471.6486570 广西377.05811 164.2765177 海南362.23481 229.5403989 重庆360.53994 226.6307228 四川206.07019 261.9414880 贵州708.60794 -0.5224843 云南435.30179 117.9074584 西藏836.32175 163.8641180 陕西475.58204 -309.3702220 甘肃712.09253 -10.0972309 青海372.00020 -192.4072738 宁夏321.09711 -124.8186386 新疆529.56410 -105.2031733 $stress[1] 3.267686>x=fit$points[,1]>y=fit$points[,2]>plot(x,y) #画散点图(见图10-3)>text(x,y,labels=s(case10.1),adj=c(0.5,1.5),cex=0.7) #设置标签位#置大小>abline(h=0,v=0,lty=3) #采用虚线划分四个象限从图10-3可以比较直观地看出在总支出方面,上海、北京、广东、浙江、江苏、天津、福建等沿海地区是我国传统的经济发达地带,又是改革开放的前沿,雄厚的经济实力为农业和农村经济发展奠定了坚实的基础,农村居民的人均消费水平相对较高.北京在享受型消费方面领先于其他省区,说明北京的农民比较重视文化生活,由于他们身处祖国的政治文化中心,因此在文化、教育、医疗等方面有很高的消费和投入.而广东农民更重视物质上的消费,尤其在食物方面,广东人很下工夫,但是他们在文化生活上支出却不高,也不太注重这方面的投入.从总体来看,我国绝大多数地区农村居民家庭的消费水平比较低,消费结构不合理,我国农村居民家庭消费水平在不同地区间存在着明显的差异.图10-3 2010年我国农村居民家庭人均生活消费支出古典拟合构图习题10.1证明当C≥0时,由式(10.12)定义的距离阵D=(d₂)为欧氏距离阵.10.2(数据文件为ex10.2)在R中利用古典多维标度法对表10-6中的六个经济发展指标数据进行分析评价.其中,x₁为农业产值,x₂为林业产值,x₃为牧业产值,x₄为企业人数,x₅为企业总产值,x₆为利润总额.表10-6 2003年广东省各地区农村经济发展状况指标城市x₁x₂x₃x₄x₅x₆广州市97.84 1.28 38.86 141.98 2089.55 121.07深圳市11.20 0.66 12.59 156.52 418.16 50.12珠海市 5.67 0.11 3.60 17.39 360.58 10.58汕头市29.87 0.57 17.26 52.45 673.74 24.07佛山市52.39 0.29 32.14 90.77 1649.81 62.74韶关市47.82 4.47 18.44 27.91 144.51 16.14河源市33.57 3.10 12.84 12.62 51.25 4.73梅州市57.10 2.74 28.02 44.12 226.65 19.75惠州市61.57 4.70 25.20 70.38 568.79 40.39汕尾市29.82 1.70 12.09 30.52 189.00 6.78东莞市20.97 0.14 20.35 134.63 1380.42 74.01中山市16.87 0.21 5.33 91.43 1148.14 52.10江门市57.33 1.79 39.21 85.64 1252.07 32.68阳江市47.72 3.27 21.39 19.52 191.64 11.08湛江市87.20 4.72 34.07 40.60 390.06 20.96茂名市112.00 7.85 81.36 76.47 739.34 40.85肇庆市76.06 16.45 46.77 52.97 569.93 19.40清远市57.35 6.67 28.47 17.95 75.29 6.76潮州市27.05 1.63 14.88 35.22 501.63 20.97揭阳市71.08 2.09 26.43 50.52 891.76 17.79云浮市44.07 4.65 38.97 22.23 188.47 8.7010.3(数据文件为ex10.3)表10-7给出了2011年全国31个省、直辖市、自治区的城镇居民家庭人均消费性支出的8个主要指标数据,根据这些数据,采用多维标度法进行分析评价.表10-7全国31个省、直辖市、自治区城镇居民家庭人均消费性支出数据(2011年)单位:元地区食品x₁衣着x₂居住x₃家庭设备及用交通通信x₅文教娱乐x₆医疗保健x7其他x8品x₄北京6905.512265.881923.711562.553521.23306.821523.32975.37天津6663.311754.981763.441174.622699.532116.011415.39836.82河北3927.261425.991372.25809.85 1526.61203.99955.95 387.40山西3558.041461.91327.78832.74 1487.661419.43851.30 415.44内蒙古4962.42514.091418.61162.872003.541812.071239.36765.13辽宁5254.961854.631385.62929.37 1899.061614.521208.3643.15吉林4252.851769.471468.29839.31 1541.371468.341108.51562.48黑龙江4348.451681.881185.96723.58 1363.621190.871082.96476.89上海8905.952053.812225.681826.223808.413746.381140.821394.86江苏6060.911772.061187.741193.812262.192695.52962.45 647.06浙江7066.222138.991518.061109.423728.232816.121248.9811.51安徽5246.761371.011501.39690.66 1365.011631.28907.58 467.77福建6534.941494.961661.841179.842470.181879.02773.26 667.00江西4675.161272.881114.49914.88 1310.211429.3641.23 389.06山东4827.612008.841510.841013.822203.991538.44938.86 518.27河南4212.761706.941087.08977.52 1573.641373.94919.83 484.76湖北5363.681677.911172.11814.81 1382.21489.67915.72 347.68湖南4943.891499.021292.55940.79 1975.51526.1790.76 434.25广东7471.881404.62005.151370.283630.622647.94948.18 773.17广西5074.491019.341237.91884.85 2000.571502.65779.08 349.48海南5673.65 780.101342.29729.86 1830.81141.81783.34 360.91重庆5847.92056.791205.661079.271718.731474.881050.62540.63四川5571.691483.541226.141020.161757.521369.47735.26 532.52贵州4565.851209.881102.99857.55 1395.281331.43578.33 311.57云南4802.261587.18827.84 570.46 1905.861350.65822.41 381.38西藏5184.181261.29781.12 428.03 1278.0514.44 424.10 527.74陕西5040.471673.241193.81914.26 1502.441857.61100.51500.42甘4182.41470.21139.8660.48 1289.81158.3874.05 413.37肃7 6 5 0 0青海4260.271394.281055.15723.23 1293.45967.90 854.25 406.93宁夏4483.441701.731247.14885.36 1637.611441.18978.12 521.47新疆4537.461715.94888.16 791.43 1377.671122.18912.99 493.56 10.4(数据文件为ex10.4)对表10-8给出的我国12个城市间的航空距离矩阵D,利用R软件中的cmdscale()函数求D的CMDS解,并给出拟合构图X及拟合构造点.表10-8我国12个城市间的航空距离矩阵10.5(数据文件为ex10.5)在R中利用古典多维标度法对表10-9中给出的2006年我国东部和西部地区20省区工资水平数据.请对相关经济发展指标数据进行分析评价.其中x₁为国有单位工资,x₂为城镇集体单位工资,x3为股份合作单位工资,x₄为联营单位工资,x5为有限责任公司工资,x₆为股份有限公司工资,x₇为其他单位工资,x8为港、澳、台商投资单位工资,x9为外商投资单位工资.表10-9我国2006年20个省区工资水平数据单位元地区x₁x₂x₃x₄x₅x₆x₇x8X 9北京41313 17550 14603 20154 30732 54595 28023 52593 64192 河北17057 10255 12947 23894 17580 15835 10362 17282 18014 山西18540 12014 10208 16308 20554 15917 11883 14583 17363 内蒙古19275 12404 11216 12238 17439 18211 12966 14222 19041 辽宁20305 10793 13175 11859 18852 24453 10095 19206 19756 吉林16983 9106 9698 10413 15249 20657 10381 13461 22562 上海40141 22959 20912 30984 31305 43673 42206 26244 42556 江苏28143 15279 16199 17302 20453 25487 15954 18200 23446 浙江41920 22006 19220 32979 19903 26994 21657 19593 20950 江西16227 10000 12118 13939 14710 17365 10388 10982 13731 山东22552 13024 13588 27823 15732 17440 12798 15602 18248 湖北17708 10265 10787 14262 14683 14985 9671 12545 23261 湖南18459 12490 14442 14328 15754 18228 15525 15812 17574 广西18384 12025 11071 13637 16549 17854 13231 12910 22427 重庆21168 13471 14460 16283 15637 21497 13368 17098 25037 四川19884 12624 13522 14962 13251 16606 10693 16909 20749 贵州17248 12590 14796 12306 14227 19361 12482 13436 15359 云南19520 11859 12806 14890 16308 19720 10833 15054 20944 陕西16894 8879 19713 14943 18215 18856 13613 14634 18077 甘肃17836 11411 9832 6439 13998 22076 8407 16877 20139。
05.对应分析及应用(市场细分)
对应分析、多维尺度分析在市场细分中的应用一、分析方法对应分析方法(correspondence analysis)是将R型因子分析与Q型因子分析相结合、对指标与样品同时进行分类的一种多元统计分析方法。
由于R型因子分析与Q型因子分析都是反映一个整体的不同侧面,两者之间具有一定的内在联系,对应分析就是通过过渡矩阵两者结合起来。
1、计算数据变换矩阵Z设有n个样品,p个指标x1,x2,…,xp,数据记为xij。
对数据xij进行对应变换,得到:Z=[zij ]n×p,其中,2.进行R型因子分析计算矩阵Z′Z的特征值:λ1≥λ2≥…≥λp。
根据累积贡献率80%、85%或90%,取前m个特征值,计算相应的单位特征向量,从而得到R型因子载荷矩阵;在两两因子轴平面上作出指标散点图。
3.进行Q型因子分析对上面计算出的m个特征值,计算矩阵ZZ′的单位特征向量,从而得到Q 型因子载荷矩阵;在与R型相应的因子平面上作出样品散点图。
4.合理进行解释与推断根据对应分析的原理、方法,针对不同的实际问题,进行合理地解释、分析。
二、多维标度分析多维标度分析(multidimensional scaling MDS):是一组通过直观的空间图,表示研究对象的感知和偏好的分析方法。
对应分析(correspondence analysis)则是一种用于定性资料的MDS技术,其优点在于调查对象提供数据的负担减轻了。
(一)通过计算得到对象之间的距离矩阵对于任意两个评价对象i,j:如果Fi =Fj,即两个对象处于同一个组内,被访者k认为这两个对象是相似的,那么将他们之间的距离记为:Dijk=0,如果Fi ≠Fj,则将它们之间的距离记为Dijk=1于是我们可以得到被访者k对研究对象之间的相似性评价。
我们不妨记这个矩阵为D k=(D ijk)对于所有n个被访者,我们将被访者的距离矩阵相加作为总体的距离矩阵:根据矩阵的构造方法,很容易看出这个矩阵是一个对称矩阵,并且满足D ii=0(二)作空间知觉图于是我们得到了总体的矩阵,通过多维尺度分析软件(如SPSS)对该矩阵进行分析,就可以绘出研究对象在被访者总体的空间知觉图。
第16章spss21教程完整版
16.2 多维尺度分析
16.2.2 多维尺度分析过程的参数设置 选择菜单“分析→度量→多维尺度”,则弹出“进行多维尺度分析”对 话框,如图16-12所示。各个选择项的具体功能如下所述。 1.变量设置 如图16-12所示的左边变量框是待分析的变量框,选中变量后,单击按钮 即可 选入变量列表框。 ① 变量列表框,用于选入表示距离的分析变量。 ② 单个矩阵框,用于选入分组变量,分析时将会为每一组变量分别计算距离 矩阵,当选中“从数据创建距离”选项时才可用。
3.选项设置 单击图16-12中的“选项”按钮,则弹出如图16-16所示的“输出设置”对话框。 单击“继续”按钮则返回原界面。 • 组图:多维尺度分析图; • 个别主题图:为每位受试者分别输出分析图形; • 数据矩阵:输出每位受试者的数据矩阵; • 模型和选项摘要:输出分析所有的数据、模型、算法等信息。 (2)标准栏 • S应力收敛性:指定S-stress的最小改变量,默认值为0.001; • 最小S应力值:指定S-stress的最小值,默认值为0.005; • 最大迭代:指定最大的迭代次数。系统默认值为30。 (3)将小于“一个数”距离看作缺失值栏 • 此栏用于把距离小于某值的数据当做缺失值。
16.2.3 实例分析
1.参数设置 选择菜单“分析→度量→多维尺度”,则弹出“进行多维尺度分析”对话框,如 图16-18所示。选中除变量sourceid以外的15个变量到“变量”选项栏中。 选中“选项”按钮,则弹出如图16-19所示对话框,选中“组图”选项,然后单击 “继续”按钮返回主界面。
◆ 从数据创建距离选项:表示用户需要自行选择相识矩阵的计算方法。当数据比较复 杂、不可以直接用做距离矩阵时选择此项,表示从当前数据出发计算距离矩阵,单 击“度量”按钮,则弹出如图16-14所示的“度量”对话框。 • 度量标准栏:用于指定不相似度的测量方法; • 转换值栏:指定标准化转换的方法,这两部分的参数设置;
多维尺度分析
多维尺度分析多维尺度分析(MultiDimensional Scaling)是分析研究对象的相似性或差异性的一种多元统计分析方法。
采用MDS可以创建多维空间感知图,图中的点(对象)的距离反应了它们的相似性或差异性(不相似性)。
一般在两维空间,最多三维空间比较容易解释,可以揭示影响研究对象相似性或差异性的未知变量-因子-潜在维度。
在市场研究领域主要研究消费者的态度,衡量消费者的知觉及偏好。
涉及的研究对象非常广泛,例如:汽车、洗头水、饮料、快餐食品、香烟和国家、企业品牌、政党候选人等。
通过MDS分析能够为市场研究提供有关消费者的知觉和偏好信息。
MDS一般需要借助SPSS或SAS统计分析软件,输入有关消费者对事物的知觉或偏好数据,转换为一组对象或对象特征构成的多维空间知觉或偏好图——感知图。
应用MDS,收集的数据值大小必须能够反应两个研究对象的相似性或差异性程度。
这种数据叫做邻近数据,所有研究对象的邻近数据可以用一个邻近矩阵表示。
反映邻近的测量方式:•相似性-数值越大对应着研究对象越相似。
•差异性-数值越大对应着研究对象越不相似。
测量邻近性数据的类型:•两个地点(位置)之间的实际距离。
(测量差异性)•两个产品之间相似性或差异性的消费者心理测量。
(差异性或相似性)•两个变量的相关性测量。
(相关系数测量相似性)•从一个对象过渡到另一个对象的转换概率。
例如概率反应了消费者对品牌或产品偏好的变化。
(测量相似性)•反映两种事物在一起的程度。
例如:用早餐时人们经常将哪两种食品搭配在一起。
(测量相似性)•谁喜欢谁,谁是谁的领导,谁传递给谁信息,谁是谁的上游或下游等等社会网络数据等(测量相似性)邻近数据即可以直接测量(距离),也可以通过计算得到(变量间的相关系数)。
MDS最经典的案例就是用感知图表现美国主要城市的航空距离!我们采用SAS进行分析,选择Market模块,选择MDS方法,SAS可以直接处理矩阵数据!非常简单得到结果:你可以对着美国的地图和各个城市的地理位置,是否能够看出MDS给你的方位和差异感觉!请大家自己试一试用MDS分析中国主要省会城市之间航空距离的MDS分布。
多维尺度分析结果解读_SPSS数据处理与分析_[共6页]
第十三章数据的多维尺度分析1.形象测定比较组织的支持者与非支持者对组织形象的感知,并与组织自身的初衷相对照比较,如企业、社会机构、政府部门形象测定等。
2.细分对象分析不同对象在相同维度空间上的位置,确定他(它)们在感知方面相对同质的群体。
3.寻找业务空间图上的空档通常意味着潜在机会。
通过空间图的分析,可以对现有业务进行评估,了解人们对新业务概念的感觉和偏好,以便找到新业务并为其准确定位。
4.确定态度量表的结构可以用来确定态度空间的合适维度和结构。
在考虑产品研发和形象设计时,可通过调查获取描述自身产品与竞争对手产品的感知相似性数据,将这些近似性与自变量(如价格)相对接,可尝试确定哪些变量对于人们如何看待这些产品至关重要,从而对产品形象做出相应的调整。
第三节多维尺度分析结果解读 本节阐述导入问题用SPSS的ALSCAL、PROXSCAL方法分析后所得结果的解读。
一、ALSCAL的结果解读与分析第一节各选项设置完毕后,单击图13-3中的“确定”按钮,即得到ALSCAL的各项输出结果。
包括表13-3的文本及图13-16、图13-17、图13-18、图13-19。
表13-3由以下三部分构成。
第一部分说明降为二维空间时的迭代进程,经过4次迭代后,S-stress改变量为0.000 62,小于0.001的迭代标准,模型迭代停止。
第二部分说明模型的拟合效果,RSQ是不相似性在二维空间中能够解释部分占总变异的比例,而Stress是依据Kruskal’s应力公式1计算所得,显示了每个个体和样本整体的应力值,样本的应力平均值为0.398 94>0.2,且RSQ=0.376 64,表示用二维空间只能解释10个消费者评价饮料差异性的37.7%,模型拟合效果较差。
第三部分输出模型结果。
(1)10种品牌的饮料投影到二维空间上的坐标值,绘制在二维坐标系下的散点如图13-16所示。
它是评价对象(客体)在二维空间的直观呈现。
16种常用的数据分析方法汇总
16种常用的数据分析方法汇总数据分析是从大量数据中提取、转化和整理信息的过程,以便更好地理解现象、问题和现象背后的原因。
在数据分析中,有多种方法可以用于收集、处理和分析数据。
以下是16种常用的数据分析方法汇总。
1.描述性统计分析:描述性统计分析是对数据集进行总结和描述的方法,包括计算平均值、中位数、众数、标准差和百分位等。
2.相关性分析:相关性分析用于确定两个或多个变量之间的关系,通过计算相关系数来判断变量之间的线性关系。
3.回归分析:回归分析用于研究自变量与因变量之间的关系,以预测因变量的值。
常用的回归方法包括线性回归、多元回归和逻辑回归等。
4.时间序列分析:时间序列分析用于研究随时间变化的数据,包括趋势分析、季节性分析和周期性分析等。
5.聚类分析:聚类分析用于将一组相似的数据点分为不同的群组,通过相似性度量和聚类算法来确定数据点之间的关系。
6.因子分析:因子分析用于确定一组变量的共同因素,从而减少变量的数量并简化数据集。
7.判别分析:判别分析用于确定分类变量之间的差异,以识别可以用来区分不同分类的关键变量。
8.多维尺度分析:多维尺度分析用于在多个维度上对数据进行可视化和分析,以确定数据之间的相似性和差异性。
9.交叉表分析:交叉表分析用于研究两个或多个变量之间的关系,通过计算频率表和卡方检验来确定变量之间的关联性。
10.因果关系分析:因果关系分析用于确定一个变量对另一个变量产生影响的关系,通过设计实验和进行因果推理来确定变量之间的因果关系。
11.ANOVA分析:ANOVA(方差分析)用于比较两个或多个组之间的差异性,通过计算F统计量和进行假设检验来确定差异是否显著。
12.简单抽样分析:简单抽样分析用于从一个大的总体中选择一个代表性的样本,以便进行更快和更简便的数据分析。
13.对比分析:对比分析用于比较两个或多个变量之间的差异和相似点,以揭示它们之间的模式和趋势。
14.敏感度分析:敏感度分析用于确定一个变量对另一个变量的敏感程度,以评估不确定性对结果的影响。
NMDS非度量多维尺度分析—基于微生物群落
NMDS⾮度量多维尺度分析—基于微⽣物群落今天,看到赖江⼭⽼师在博客中分享了vegan中的⼀些函数的中⽂帮助⽂件,翻译专业,可读性强,这本材料是我们熟悉vegan原理和提⾼内涵的有⼒学习途径。
(末尾有彩蛋)本⽂主要做NMDS分析并做⼀张完善的⾼质量图⽚,提取stress值,推荐适合NMDS结果的差异分析并通过命令展⽰在图形上,最后加上置信区间椭圆。
⾮度量多维尺分析( NMDS)是⼀种很好的排序⽅法,因为它可以使⽤ 具有⽣态学意义的⽅法来度量群落差异 。
⼀个好的 相异性测度与环境梯距离具有很好的秩 关系。
因为NMDS只使⽤秩信息,并且映射的在有序空间 上是⾮线性的, 故它能处理任意 类型 的⾮线性物种 矩阵 ,并能有效、稳健地找 到潜在梯度。
NMDS分析,⽹络上已近有很多相关教程分享其原理,与其他排序(PCA、PCoA、CCA、RDA) ⽅法的不同之处,简单来讲NMDS也是⼀种使⽤物种组成数据的排序称作⾮限制性排序;NMDS基于距离算法,优于PCA、PCoA、CCA、RDA的地⽅在于当样本或者物种数量过多的时候使⽤NMDS会更加准确;vegan 的ordiplot()函数可以⽤来绘制NMDS 的结果:plot(vare.mds, type = "t")vegan 包中的metaMDS()函数不需要单独计算相异矩阵,直接 将原始数据矩阵作为输⼊。
结果⽐以前更丰富 ,除了奥杜尔包中isoMDS()结果中 的成分外还有很多其他结果输出:nobj, nfix, ndim, ndis, ngrp,diss, iidx, jidx, xinit, istart, isform, ities, iregn, iscal, maxits, sratmx, strmin, sfgrmn, dist, dhat, points, stress, grstress, iters, icause, call,model, distmethod, distcall, data, distance, converged, tries,engine, species。
多维尺度分析
• MDS方法主要分析表示刺激物之间的相似性的数据,既可 以是实际距离的数据,也可以是主观对相似性的判断的数 据。它可以找出调查对象(subjects)对于诸多刺激物 (stimuli)的知觉判断以及它们之间隐藏的结构关系,并 将含有多个变量的大型数据压缩到一个低维空间,通过一 组直观的空间感知图把资料中的信息描绘出来。此方法的 原理是通过输入相似性程度矩阵,在低维空间中找到相对 位置坐标,从而用欧几里德直线距离(Eucliden Distance) 公式计算两点之间的距离,从而根据距离的长短判断刺激 物之间的相似程度。
– 对于直接法获取的数据:可以直接询问调查对象在评价时采用的 主观评估标推,然后将这些标准与空间图相联系,继而为各维度 命名 – 对于间接法获取的数据:可以直接用回归等统计方法对这些属性 的矢量在空间图中进行拟合,然后用最接近的属性命名坐标轴。 (属性之间的夹角也是判断相似性的重要标准,属性间的角度越 小,调查对象认为这两个属性的相似性越高 )
2.5模型评价:效度检验
• Naresh(2006)提出了一种较为简单的效 度测试方法,即从输入数据中删除某个刺 激物的数据,对剩余的刺激物重新进行 MDS分析;比较删除前后,其他刺激物位 置的变化情况。如果其他的刺激物之间的 相对位置变化幅度不大,则表明结果比较 稳定,即MDS的结果通过效度评价。
多维尺度分析 (Multidimensional Scaling,MDS)
1.MDS
• 多维尺度分析 (Multidimensional Scaling,MDS)是一种探索性数据分 析技术,MDS方法有两个本质目的:
– 通过减少数据量以便于使数据更容易处理且更具有实际意义; – 识别数据之间的隐藏结构关系。
参考书
• Naresh K.Malhotra(著),涂平(议).市场营销研 究:应用导向(4)[M].北京:电子工业出版 社.2006:416-420. • 林震岩.变量分析:SPSS的操作与应用[M].北 京:北京大学出版社,2007.8:434,456466.
cmdscale函数
cmdscale函数cmdscale函数(Classical Multidimensional Scaling)是一种经典的多维尺度分析方法,用于将高维度数据降低到低维度数据,以便更好地进行可视化和分析。
cmdscale函数可以运用于大部分的统计软件和编程语言,并且被广泛应用于社会科学、生态学、地理信息、物理等领域的数据处理和分析中。
本文将详细介绍cmdscale函数的应用及其计算方法和步骤。
1. 计算距离矩阵在使用cmdscale函数进行多维尺度分析之前,需要根据一定的距离度量方式计算出一组距离矩阵。
一般来说,距离度量方式可以根据具体的研究目的或数据特征进行选择,例如欧氏距离、曼哈顿距离、切比雪夫距离、马氏距离等。
在实际计算中,一般将距离矩阵保存为矩阵或数据框的形式。
2. 进行CMD分析在距离矩阵计算完成之后,需要使用R语言中的cmdscale函数进行多维尺度分析。
该函数的语法为:cmdscale(x, k, eig = TRUE, add = FALSE, tol = 1e-10)其中:• x是n x n的距离矩阵• k是需要进行降维的维度数• eig为TRUE时返回特征值和特征向量,为FALSE时只返回坐标• add为TRUE时返回额外的信息,例如贡献率、平均误差等• tol为计算过程中的收敛阈值在输入距离矩阵后,cmdscale函数会返回k维的坐标矩阵,该矩阵中的每行表示一个数据点的坐标,例如:[,1] [,2][1,] -0.5524003 -0.8060757[2,] -0.9327826 -0.2217738[3,] 1.4851820 1.0381633[4,] -0.0004661 -0.0100760[5,] -0.0001016 -0.0003078这里,我们使用了一个人口学数据集中的三个城市之间的距离矩阵进行了CMD分析,以获取它们在二维空间中的坐标。
3. 结果解释和可视化我们可以根据CMD分析的结果对数据进行解释和可视化。
多维尺度分析MDS
主要内容
多维尺度分析MDS的基本概念 多维尺度分析MDS的主要步骤 如何揭示MDS感知图 收集和准备数据 MDS的应用实例 MDS分析软件使用
2020/10/21
对维尺度分析-Multidimensional Scaling
Miami
. . . . . 0 1092 2594 2734 923
New York
San Francisco
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
0
.
2571
0
2408 678
205 2442
Seattle
. . . . . . . . 0 2329
Wanshing ton D.C.
. . . . . . . . . 0
置等。
检验邻近性-Examining proximities
应用MDS,收集的数据值大小必须能够反应两个研究对象的相似性 或差异性程度。这种数据叫做邻近。
所有研究对象的邻近数据可以用一个邻近矩阵表示。 反映邻近的测量方式:
相似性-数值越大对应着研究对象越相似。 差异性-数值越大对应着研究对象越不相似。
. 0 920 940 1745 1188 713 1858 1737 597
Denver
. . 0 879 831 1726 1631 949 1021 1494
Houston
. . . 0 1374 968 1420 1645 1891 1220
Los Angeles
. . . . 0 2339 2451 347 959 2300
多维尺度分析-SPSS例析
多维尺度分析多维尺度分析(multid imens ional scalin g ,MD S)又称ALSCA LE(alterna tiv e l east-s qu are SCALing),还有人称之为多维量表分析;它是将一组个体间的相异数据经过MDS 转换成空间构图,且保留原始数据的相对关系. 1多维尺度分析的目的假设给你一张中国台湾省地图,要你算出基隆,台北,新竹,台中,台南,嘉义,高雄,花莲,台东,枋寮,苏澳,恒春等地间的距离,你可以用一把刻度尺根据比例测算出一个12x12de 距离矩阵;反之,如果给你一份12个城市间的距离矩阵,要你画出12个城市相对位置的二维台湾地图,且要他们与现实尽量保持一致,那就是一件不容易的工作了,多为尺度分析就为此工作提供了一个有效地分析手段。
2多为尺度分析与因子分析和聚类分析的异同多为尺度分析和因子分析都是维度缩减技术,但是因子分析一般使用相关系数进行分析,使用的是相似性矩阵;而多为尺度分析采用的是不相似的评分数据或者说相异性数据来进行分析;与因子分析不同,多为尺度分析中维度或因素的含义不是分析的中心,各数据点在空间中的位置才是分析解释的核心内容;多为尺度分析与聚类分析也有相似之处,两者都可以检验样品或者变量之间的近似性或距离,但聚类分析中样品通常是按质分组的;多维分析不是将分组或聚类作为最终结果,而是以一个多维尺度图作为最终结果,比较直观。
若你的目的是要把一组变量缩减成几个因素来代表,可考虑使用因素分析;若目的是变量缩减后以呈现在空间图上,则可以使用MDS.如果你是想要却仍相似观测值得组别,请考虑以聚类分析来补充多为尺度分析,聚类分析虽可以确认组别,但无法在空间图中标示出观测. 3。
定性的和定量的MDSM DS 分析测量的尺度不可以是nominal 的,但可以是顺序的ordin al,等距的i nterval,比率的ra tio 。
顺序量表只可以用于质的分析,又称为定性多维量表分析;它以个体间距离排序为主;而interv al 和ra tio量表称为定量多维量表分析(定量多维尺度分析)。
MDS(多维尺度分析)
2 d ij ) i 1 j 1 n n
D距离阵得出
x
i 1
n
ik
0, k 0,1,..,q
MDS算法推导
• 因此
b x
j 1 ij j 1 k 1 n q k 1 j 1
n
n
q
ik
x jk
( xik x jk )
• 同理求得
0
b x
i 1 ij i 1 k 1 n q k 1 i 1
nq
矩阵,n为样本数,q是原始数据的维度
. . xn1 . . xn 2 . . . . . xnq
我们首先构造一个矩阵 B XX T , B 为
... x1q x11 x . . 12 . . . . xnq x1q
n n 的矩阵。
2 2 x11 x12 ... x12q . . xn1 x11 xn 2 x12 ... xnq x1q
. . x11 xn1 x12 xn 2 ... x1q xnq . . . . . . 2 2 2 . . xn1 xn 2 ... xnq nn
• 因此,如何利用原始数据的距离矩阵得到低维上的表示,并且重构原始数 据的结构,这就是多维尺度分析所要解决的问题。
距离阵
• 首先给出距离阵的定义: 一个 n n 矩阵 D {d ij} ,如果满足以下条件: dij 0, dii 0, i, j 1,...,n
dij 称为第 i 与第 j 个点间的距离
这里的距离矩阵通常不限于欧式距离。 有了距离矩阵,多维尺度法的目的就是要确定维数k,并在k维空间 Rk 中求n个点 {x1, x 2 , x3 ,...,x n } 种意义下尽量接近。 ,使得n个点的欧式距离与距离阵中的相应值在某
市场研究定量分析:多维尺度分析
重要指标的统计含义
1.接近程度 接近程度(proximities)表示亊物相似或相异的 程度值。人们常用各种距离和相似系数来表示接近 程度,与聚类分析中所用的统计量类似。 2.空间图 空间图(spatial map)又称为感知图( perception map),它可以用图形直观地显示各个亊 物乊间的相似程度,是通过反复的迭代计算,使图 形中点与点乊间的分布结构与原始数据所表示的亊 物乊间距离或相似系数尽可能一致得到的。
(8)回到主画面乊后点击右侧的“选项”,如 图9-7所示。
(9)在“输出”中勾选“组图”、“数据矩阵 ”和“模型和选项摘要”;“标准”中设定值为迭 代求解的过程当中的收敛条件,“S-应力收敛性” 、“最小s应力值”和“最大迭代”的默认值分别为 0.001,0.005与30,分析时通常不刻意去修改这些内 定值, S-应力收敛性、“s最小应力值”越小或最大 迭代的值越大,迭代的次数就越多,所求得的解误 差也越小。勾选完毕以后点击“继续”,如图9-8所 示。
(3)在SP键幵选择“粘贴”,如 图9-2所示。
(4)数据粘贴后再“变量视图”中赋予新的变 量名称,以ck,c,cd,ga,g,nr分别代表上述六 种香水。于“标签”中给予完整品牌名称的注解, 如图9-3所示。
(6)将所有品牌变量放入“变量列表”乊中, 在“距离”中点选“从数据创建距离”,因为比例 是直接对原始数据作分析,所以点选此项。如果数 据为不相似(或相似)矩阵数据,则必须选取“数 据为距离数据”,如图9-5所示。
多维尺度分析可以看成因子分析的一种替代。 一般而言,多维尺度分析的目的是识别潜在的有意 义的维度,使得研究者能够解释被调查对象乊间的 相似性或不相似性。在因子分析中,个体(或变量 )乊间的相似性是用相关系数矩阵表示的。但在多 维尺度分析里,研究者可以分析仸何形式的相似矩 阵或不相似矩阵,包括相关系数矩阵,因为距离测 度可以通过仸何途径获得。这也是多维尺度分析的 优点乊一。一般,多维尺度分析允许研究者问相对 不明显的问题,如品牌A和品牌B如何相似。研究者 可以从这些问题中得到想要的结果,而被调查者却 不知道研究者的真正目的。
运用多维尺度标度法对NBA球员的聚类分析
运用多维尺度标度法对NBA球员的聚类分析陈博摘要本文首先从2010-2011赛季NBA常规赛中得分榜前五十位球星中选取了收入最高的十位作为样本,然后选择了衡量球员防守和进攻能力的六个最主要的指标作为变量,运用Spss 进行多维标度分析,得到了一个二维的空间分布图,发现在二维坐标平面上詹姆斯和霍华德远离其他球员。
在运用得到的球员在二维平面上的坐标进行聚类分析,得到了与分布图一致的结论即詹姆斯和霍华德是真正的巨星。
再结合各球员的当赛季薪资分析,仍然可以发现的是詹姆斯和霍华德还是十分物美价廉的球员,而湖人队的两位球星加索尔和科比,有薪资过高的嫌疑。
诺维斯基虽然数据不突出但带领球队获得最终总冠军,因此第二高薪也是当之无愧的。
而其他球员应属是物有所值型的。
关键词:NBA 多维标度法聚类分析工资水平第一章绪论第一节选题背景及意义NBA(全称National Basketball Association),直译为美国篮球大联盟,简称美职篮。
NBA在其短短几十年的发展历史里面已经成为了全球最著名最成功的体育赛事之一。
激烈精彩的赛事,光芒四射的球星,成功的商业推广,巨额的广告赞助和电视转播收入,吸引着全世界球迷的眼球。
然而浮华背后其实是危机四伏,2005-2006赛季,共19支球队亏损,亏损金额为2.2亿美元;2006-2007赛季,共21支球队亏损,亏损金额为2.85亿美元;2007-2008赛季,共23支球队亏损,亏损金额为3.3亿美元;2008-2009赛季,共24支球队亏损,亏损金额为3.7亿美元;2009-2010赛季共23支球队亏损,亏损金额为3.4亿美元;而最近结束的11赛季预计亏损为3亿美元。
整个NBA共有30支球队,从以上数据可以看到有70%-80%的球队连年巨额亏损,而球队亏损的一个最主要原因就是疲于支付球员们的巨额年薪。
有资料显示2010-2011赛季,NBA所有球员的平均年薪是515万美元,在美国所有的职业体育联盟里是平均年薪最高的,而当赛季收入最高的科比布莱恩特更是达到了惊人的2480万美金。
多维尺度分析
我们知道对应分析是一种图示分析技术,通过对应分析图能够简单直观的将变量间的关系加以呈现,多维尺度分析和对应分析类似,也是将变量间的关系通过图形进行展现,关于二者的区别后面会做论述。
一、多维尺度分析简介多维尺度分析Multidimensional Scaling,简称MDS,是一种探索性数据分析技术,主要是用适当的降维方法,将多个变量通过坐标定位在低维空间中(二维或三维),变量之间的欧氏距离就可以反映它们之间的差异性和相似性。
多维尺度分析根据数据集特征分为:1.不考虑个体差异MDS模型2.考虑个体差异MDS模型MDS模型允许多种类型的数据输入,并且在实际应用中,也有多种测量相似性或差异性的方法,根据分析数据的类型分为:1.度量化MDS模型:也称为古典MDS模型,所输入的数据是直接反映变量间差异或相似的距离或比率,例如城市间的距离就是现成的反映差异的数据。
2.非度量化MDS模型:输入的数据不是直接反映变量间的差异,而是通过对其属性的评分,间接的反映变量间的差异或相似性。
二、多维尺度分析的分析步骤1.界定问题明确研究的问题和范畴,确定相关的变量种类和数量2.获取数据根据实际情况获取分析数据3.选择MDS模型根据获得的数据类型,选择相应的MDS模型4.确定维度MDS模型是为了生成一个用尽可能小的维度对数据进行最佳拟合的空间感知图,因此要确定一个合适的维度,维度太高不易于解读,维度太低会影响拟合度,通常采用二维或三维。
5.模型评价考察应力系数Stress和拟合指数RSQ,应力系数越小越好,RSQ越大越好6.解读图表多维尺度分析最重要的结果是感知图,图中各点之间的距离直接反映了各变量的相似或差异程度,除了查看差异程度之外,如果要对图表进行整体的分析解读,还需要对每个维度进行解释。
三、多维尺度分析与对应分析的异同相同点:1.都是可以得出有直观的图形结果,并且也都常用在市场分析中2.都具有降维,数据浓缩的思想,实际上,多元统计分析都是基于将高维空间的数据压缩至低维空间进行分析。
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多维尺度分析
给定d维欧氏空间中n个点的坐标和它们 之间的欧氏距离矩阵 ,将其正交投影到 r(r<d)维欧氏空间中,使得距离平方和误 差最小。
n n 2 2 arg min sij − ∑ d ij ∑ Z i , j =1 i , j =1
多维尺度分析
X n×d
n 1 = (x1 , , x n )T , x = ∑ x k n k =1 2 sij = (x i − x j )T (x i − x j ), i, j = 1, , n
q
U n×q = (u1 , , u q ) n×q , u u j = δ ij , U U = I q
T i T
多维尺度分析
确定点的坐标
T ˆ = UΛ 2 = ( l u , , l u ) = (x ˆ ˆ X x , , ) q q q n×q n 1 1 1 1
ˆ = (x ˆi − x ˆ j )T ( x ˆi − x ˆ j) S 则: ˆ =X ˆ; 1) HX ˆ = S。 2) S
(
)
n×n
性质1)说明它们已经去中心化了。
多维尺度分析
A(-434.3,45.5)、B(362.1,677.1)、C (1594.9,149.3)、D(-6.2,-1182.5)、E (-1516.5,310.5)
A A B C D E 0 B 1016.4 0 C 2031.9 1341.1 0 D 1300.5 1895.7 2082.6 0 E 1114.1 1914.0 3115.6 2123.7 0
ˆ = HX ˆ)= l ˆX ˆ T H = U Λ U T = ∑ l u u T , ∴ tr (G G ∑i r r r i i i
i =1 i =1 n 1 1 1 1 1 T T 2 ˆ ) = − tr (HS ˆ H ) = − tr (S ˆ H ) = − tr (S ˆ −S ˆ ee ) = tr (S ˆ ee ) = ˆij tr (G s ∑ 2 2 2 2 2n i , j =1
T n
S=
i , j =1
T 2 = − x x 2 ( ) (x i − x) = 2n ⋅ tr (G ) s n ∑ ij ∑ i i =1
d
n
多维尺度分析
令q = min(d , n),则
T G = U q Λ q U = ∑ li u i uT , u i i u j = δ ij T q i =1 q
n
d
J (Z ) =
i , j =1
ˆ ) = (z − z ) (z − z ) = (x − x)T L LT (x − x) tr (G ∑ i ∑ i i i 1 1
T i =1 i =1 T T T ( )( ) ] [ ( )( ) x x x x L L x x x x L1 ] tr = ∑ tr[LT − − = − − i i i i 1 1 1∑ i =1 i =1 T T T ( ) ) ( HX HXL L X HXL1 ) tr = tr (LT = 1 1 1 n n
1 2 1 S =( s ) , A =(aij ) n×n = (− sij ) n×n = − S 2 2 Gram矩阵:G = (x i − x)T (x j − x) n×n = HXXT H
2 ij n×n
∆
∆
(
)
1 则有:G = HAH = − HSH, H是去中心化矩阵。 2
多维尺度分析
T = tr (G ) = tr U q Λ q U T tr Λ U q q q U q = tr (Λ q )
l1 U q = (u1 , u q ) n×q , Λ q = , l1 ≥ ≥ lq ≥ 0 l q q× q
(
) (
)
= ∑ li
T T 1 1 T T 2
≥d
2 ij
多维尺度分析
1 n z = ∑ z k = LT 1x n k =1 1 2 1 ˆ ˆij ) n×n = ( − d ij ) n×n = − D D =( d ) , A =( a 2 2 T ˆ = ( z − z )T ( z − z ) Z的Gram矩阵:G = HZZ H i j n×n
i =1
q
多维尺度分析
定理:假设L d ×d = ((L1 ) d ×r , L 2 )是一个任意的旋转 矩阵(正交矩阵)。令Z n×r = (z1 , , z n )T = XL1是X
2 = (z i − z j )T (z i − z j )。则有: 在r维子空间的投影,d ij 2 2 1)d ij ≤ sij ( ; −1 T ˆ (2) L1 = X HU r Λ r 2 ,
多维尺度分析
ˆ ) = tr (LT XT HXL ) = tr (LT VΛV T L ) tr (G 1 1 1 1 当L1取V的前r个列向量时, L1 = ( v1 , , v r ) = X HU r Λ
T q r i =1 i =1 −1 2 r q
min J (Z) = 2n∑ li − 2n∑ λi = 2n ∑ li
i = r +1
ˆ = HXL = HX( v , , v ) = (HXv , , HXv ) HZ r r 1 1 1 = ( λ1 u1 , , λr u r ) = U r Λ r 2
r
r
ˆ = S
i , j =1
ˆ ∑s
n
2 ij
ˆ ) = 2n l 。同理有: = 2n ⋅ tr (G S = ∑i
i =1 q
r
i , j =1
∑s
n
2 ij
= 2n ⋅ tr (G ) = 2n∑ li。
i =1
q
ˆ = 2n l 逼近误差为: E (r ) = S − S ∑i
i = r +1
多维尺度分析
MDS求解五城市问题
多维尺度分析
一般的,我们可以在r (r < q )维空间中来逼近欧氏距离矩阵。
1 ˆ ˆ 1 ,, x ˆ n )T 令X = U r Λ r 2 = ( l1 u1 , , l r u r ) n×r = (x 2 ˆ = (s ˆ =(−2a ˆij ˆi − x ˆ j ) T (x ˆi − x ˆ j )) n×n = −2 A ˆ ij ) n×n S ) n×n = ((x ∆
T
1 n Gram矩阵:G n×n = HXX H = (x i − x) (x j − x) n×n , x = ∑ x k n k =1 1 则有:G = HAH = − HSH, H是去中心化矩阵。 2 可以由距离矩阵S求Gram矩阵G。
(
)
多维尺度分析
n 1 1 1 T T e e = 1, ee = n 1 1 HH = (I − ee T )(I − ee T ) = I − 2ee T + ee T = H He = e − ee T e = 0, (x1 − x, , x n − x) T = HX I n = (e1 , , e n ), x i − x = X T He i , G = HXXT H HGH = HHXX T HH = HXXT H = G H = I n − ee , e =
T
1
(1, ,1) T
多维尺度分析
2 sij = (x i − x j ) T (x i − x j ) = ((x i − x) − (x j − x)) T ((x i − x) − (x j − x))
= (x i − x) T (x i − x) + (x j − x) T (x j − x) − 2(x i − x) T (x j − x)
多维尺度分析
假设n个对象为:X = (x1 , , x n ) T 。注意:x i 未知!
2 = (x i − x j ) T (x i − x j ) i, j = 1, , n sij ∆ ∆
距离矩阵:S =( s )
2 ij n×n
, A =(aij ) n×n
T
1 2 1 = (− sij ) n×n = − S 2 2
T T 2 Ge e Ge e = eT + − i i j j i Ge j T S = ((x i − x j ) T (x i − x j )) n×n = e T i Ge i + e j Ge j
(
)
n×n
− 2e T i Ge j
(
)
n×n
T e1 Ge1 T T Ge1 , , e T = n e + ne e1 n Ge n − 2G e T Ge n n
2 ij n×n ∆ ∆
(
)
1 ˆ ˆ 则有:G = HAH = − HDH, H是去中心化矩阵。 2
多维尺度分析
i , j =1
ˆ ), s 2 = S = 2n ⋅ tr (G ) 2 ( D G d n tr = = ⋅ ∑ ∑ ij
2 ij i , j =1 2 2 ˆ )) ( s d − ∑ ij ij ) = 2n(tr (G ) − tr (G n n n
多维尺度分析