主成分分析.ppt

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1、第五章 主成分分析n 在对某一事物进行实证研究中，为了更全面、准确地反映出事物的特征及其发展规律，人们往往要考虑与其有关系的多个指标（变量），例如多元回归分析，判别分析。选择多个指标容易产生了如下问题：n 一方面人们为了避免遗漏重要的信息而考虑尽可能多的指标，n 另一方面随着考虑指标的增多增加了问题的复杂性，同时由于各指标均是对同一事物的反映，不可避免地造成信息的大量重叠，这种信息的重叠有时甚至会抹杀事物的真正特征与内在规律。第五章 主成分分析n 基于上述问题，人们就希望在定量研究中涉及的变量较少，而得到的信息量又较多。那么有什么解决方法呢？n 方法1 直接删除变量法n 方法2 逐步法删选变量

2、。例如：逐步回归法和逐步判别法n 方法3 指标系统聚类法n 方法4 主成分分析法，例如：主成分回归等n 下面来学习主成分分析的相关理论第五章 主成分分析n 主成分分析（principal components analysis）也称主分量分析，是由霍特林（Hotelling）于1933年首先提出的。n 主成分分析是利用降维的思想，在损失很少信息的前提下把多个指标转化为几个综合指标的多元统计方法。n 通常把转化生成的综合指标称之为主成分，其中每个主成分都是原始变量的线性组合，且各个主成分之间互不相关，这就使得主成分比原始变量具有某些更优越的性能。第五章 主成分分析n 在研究复杂问题时就可以只考虑

3、少数几个主成分而不至于损失太多信息，从而更容易抓住主要矛盾，揭示事物内部变量之间的规律性，同时使问题得到简化，提高分析效率。第五章 主成分分析 本章主要介绍主成分分析的基本理论和方法、主成分分析的计算步骤及主成分分析的上机实现。n 学习目标n 1.理解主成分分析的基本理论与方法；n 2.了解主成分的性质；n 3.理解主成分的求解方法；n 4.掌握用SPSS软件求解主成分的方法；n 5.正确理解软件输出结果并对结果进行分析。第五章 主成分分析 本章内容安排n 5.1 主成分分析的基本思想与理论n 5.2 主成分分析的几何意义n 5.3 总体主成分及其性质n 5.4 样本主成分的导出n 5.5 有

4、关问题的讨论n 5.6 主成分分析步骤及框图n 5.7 主成分分析的上机实现5.1 主成分分析的基本思想与理论n 5.1.1 主成分分析的基本思想主成分分析的基本思想n 5.1.2 主成分分析的基本理论主成分分析的基本理论5.1.1 主成分分析的基本思想n 主成分分析是利用降维的思想，在损失很少信息的前提下把多个指标转化为几个综合指标的一种多元统计方法。n 主成分分析正是研究如何通过原来变量的少数几个线性组合来解释原来变量绝大多数信息的一种多元统计方法。n 既然研究某一问题涉及的众多变量之间有一定的相关性，就必然存在着起支配作用的共同因素，根据这一点，通过对原始变量相关矩阵或协方差矩阵内部结构

5、关系的研究，利用原始变量的线性组合形成几个综合指标（主成分），在保留原始变量主要信息的前提下起到降维与简化问题的作用，使得在研究复杂问题时更容易抓住主要矛盾。5.1.1 主成分分析的基本思想n 一般地说，利用主成分分析得到的主成分与原始变量之间有如下基本关系：n 1.每一个主成分都是各原始变量的线性组合；n 2.主成分的数目大大少于原始变量的数目；n 3.主成分保留了原始变量绝大多数信；n 4.各主成分之间互不相关n 通过主成分分析，可以从事物之间错综复杂的关系中找出一些主要成分，从而能有效利用大量统计数据进行定量分析，揭示变量之间的内在关系，得到对事物特征及其发展规律的一些深层次的启发，把研

6、究工作引向深入。5.1.2 主成分分析的基本理论 设对某一事物的研究涉及个 指标，分别用 表示，这个 指标构成的 维随机向量为设随机向量 的均值为 ，协方差矩阵为 。pPXXX,21),(21pXXXXXpp 对 进行线性变换，可以形成新的综合变量，用 表示，也就是说，新的综合变量可以由原来的变量线性表示，即满足下式：XY1111212121212222p1122 5.1YpppppppppYu Xu Xu XYu Xu XuXu XuXuXL L L（）5.1.2 主成分分析的基本理论n 由于可以任意地对原始变量进行上述线性变换，由不同的线性变换得到的综合变量的统计特性也不尽相同。因此为了取

7、得较好的效果，我们总是希望 的方差尽可能大且各 之间互相独立，由于 n 而对任给的常数 ，有n 因此对 不加限制时，可使 任意增大，问题将变得没有意义。我们将线性变换约束在下面的原则之下：XuiiYiY( )()iiiiVar YVar u Xuuc2()iiiiiiVar cu Xcuu cc uuiu( )iVar Y5.1.2 主成分分析的基本理论n 1. ,即 。n 2. 和 相互无关 。n 3. 是 的一切满足原则1的线性组合中方差最大者； 是与 不相关 的所有线性组合中方差最大者；， 是与 都不相关的 所有线性组合中方差最大者。n 基于以上三条原则决定的综合变量 分别称为原始变量的

8、第一、第二、第 个主成分。其中，各综合变量在总方差中占的比重依次递减。在实际研究工作中，通常只挑选前几个方差最大的主成分，从而达到简化系统结构，抓住问题实质的目的。1iiu u222121(1,2,. )iipiuuuipiYjY(; ,1,2,. )iji jp1Y1,pXX2Y1Y1,pXXpY11,pYY1,pXX1,pYYp5.2 主成分分析的几何意义n 由第一节的介绍我们知道，在处理涉及多个指标问题的时候，为了提高分析的效率，可以不直接对 个指标构成的 维随机向量 进行分析，而是先对向量 进行线性变换，形成少数几个新的综合变量 使得各综合变量之间相互独立且能解释原始变量尽可能多的信息

9、，这样，在以损失很少部分信息为代价的前提下，达到简化数据结构，提高分析效率的目的。这一节，我们着重讨论主成分分析的几何意义，为了方便，我们仅在二维空间中讨论主成分的几何意义，所得结论可以很容易地扩展到多维的情况。 pp12(,)pXXXXX1,pYY5.2 主成分分析的几何意义n 设有 个样品，每个样品有两个观测变量 ，这样，在由变量 组成的坐标空间中， 个样品点散布的情况如带状，见图5-1。N21,XX21,XXN图图5-15-15.2 主成分分析的几何意义 由图可以看出这 个样品无论沿 轴方向还是沿 轴方向均有较大的离散性，其离散程度可以分别用观测变量 的方差和 的方差定量地表示，显然，若

10、只考虑 和 中的任何一个，原始数据中的信息均会有较大的损失。我们的目的是考虑 和 的线性组合，使得原始样品数据可以由新的变量 和 来刻画。 在几何上表示就是将坐标轴按逆时针方向旋转 角度，得到新坐标轴 和 ，坐标旋转公式如下： 其矩阵形式为： 其中， 为旋转变换矩阵，由上式可知它是正交阵，即满足 。N1X2X1X2X1X2X1X2X1Y2Y1Y2Ycossinsincos212211XXYXXY1122cossinsincosYXYXU XUIUU,UU15.2 主成分分析的几何意义n 经过这样的旋转之后， 个样品点在 轴上的离散程度最大，变量 代表了原始数据绝大部分信息，这样，有时在研究实际

11、问题时，即使不考虑变量 也无损大局。n 因此，经过上述旋转变换就可以把原始数据的信息集中到 轴上，对数据中包含的信息起到了浓缩的作用。进行主成分分析的目的就是找出转换矩阵 ，而进行主成分分析的作用与几何意义也就很明了了。N1Y1Y2Y1YU5.2 主成分分析的几何意义n 下面我们用遵从正态分布的变量进行分析，以使主成分分析的几何意义更为明显。为方便，我们以二元正态分布为例。对于多元正态总体的情况，有类似的结论。5.2 主成分分析的几何意义n 设变量 遵从二元正态分布，分布密度为:n 令 为变量 的协方差矩阵，其形式如下：n 令n 则上述二元正态分布的密度函数有如下矩阵形式：21XX 、)()(

12、2)()1 (21exp121),(2222122112221222112222122121XXXXXXf21XX 、2221212121XXX5.2 主成分分析的几何意义n 考虑 （ 为常数），为方便，不妨设 上式有如下展开形式：n 令 ，则上面的方程变为：)()(2/12/1211|21),(XXeXXf21)()(dXXd0 222222112112211dXXXX222111/,/XZXZ).1 (222222121dZZZZ5.2 主成分分析的几何意义n 这是一个椭圆的方程，长短轴分别为：n 又令 为 的特征值， 为相应的标准正交特征向量, ，则 为正交阵。 ，有 。因此有：21d1

13、2012, 12( ,) PP120011,PPP P21111 12212222212121212()() () ()11 ()11 ()()dYY X X X X0X P P XXXXX5.2 主成分分析的几何意义n 与上面一样，这也是一个椭圆方程，且在 构成的坐标系中，其主轴的方向恰恰正是 坐标轴的方向。因为 ，所以， 就是原始变量 的两个主成分，它们的方差分别为 ，在 方向上集中了原始变量 的变差，在 方向上集中了原始变量 的变差，经常有 远大于 ，这样，我们就可以只研究原始数据在 方向上的变化而不致于损失过多信息，而 就是椭圆在原始坐标系中的主轴方向，也是坐标轴转换的系数向量。对于多

14、维的情况，上面的结论依然成立。12,YY1122 ,YY XX12,XX1Y12Y12, 212,YY12,YY12, 121Y5.2 主成分分析的几何意义n 这样，我们就对主成分分析的几何意义有了一个充分的了解。主成分分析的过程无非就是坐标系旋转的过程，各主成分表达式就是新坐标系与原坐标系的转换关系，在新坐标系中，各坐标轴的方向就是原始数据变差最大的方向。n 由上面的讨论可知，求解主成分的过程就是求满足三条原则的原始变量 的线性组合的过程。本节先从总体出发，介绍求解主成分的一般方法及主成分的性质，然后介绍样本主成分的导出。n 5.3节先从总体出发，介绍求解主成分的一般方法及主成分的性质，然后

15、5.4介绍样本主成分的导出。1,pXX5.3 总体主成分及其性质n 5.3.1 从协方差矩阵出发求解主成分从协方差矩阵出发求解主成分n 5.3.2 从协方差矩阵求主成分时主成分的性质从协方差矩阵求主成分时主成分的性质n 5.3.3 从相关阵出发求解主成分从相关阵出发求解主成分 n 5.3.4 由相关阵求主成分时主成分性质由相关阵求主成分时主成分性质 5.3.1 总体主成分n 主成分分析的基本思想就是在保留原始变量尽可能多的信息的前提下达到降维的目的，从而简化问题的复杂性并抓住问题的主要矛盾。n 而这里对于随机变量 而言，其协方差矩阵或相关系数矩阵正是对各变量离散程度与变量之间的相关程度的信息的

16、反应，而相关系数矩阵不过是将原始变量标准化后的协方差矩阵。我们所说的保留原始变量尽可能多的信息，也就是指的生成的较少的综合变量（主成分）的方差生成的较少的综合变量（主成分）的方差和尽可能接近原始变量方差的总和。和尽可能接近原始变量方差的总和。1,pXX5.3.1 总体主成分n 因此在实际求解主成分的时候，总是从原始变量的协方差矩阵或相关矩阵的结构分析入手。一般地说，从原始变量的协方差矩阵出发求得的主成分与从原始变量的相关矩阵出发求得的主成分是不同的。下面我们分别就协方差矩阵与相关矩阵进行讨论。5.3.1从协方差矩阵出发求解主成分n （1）从协方差矩阵出发求解主成分 引论：引论：设 阶对称矩阵

17、，将 的特征值 依大小顺序排列，不妨设 为矩阵 各特征值对应的标准正交特征向量，则对任意向量 ，有： 证明略。 12,n AA1212,nn 100max min (5.2)nXxx Axx Axx xx xAAxn5.3.1从协方差矩阵出发求解主成分n 结论：结论：设随机向量 的协方差矩阵为 （p阶对称阵）， 为 的特征值， 为矩阵 各特征值对应的标准正交特征向量，则第i个主成分为：此时：令：12(,.)pX XXX12pp pcov( ,)0.,()ijijY Yijvar( ),();iiiiYij1122 (1,2,., )iiipipYXXXip12,p 12( ,)pdiag 12

18、( ,),pP 5.3.1从协方差矩阵出发求解主成分n 由以上结论，我们把 的协方差矩阵 的非零特征值 对应的标准化特征向量 分别作为系数向量， 分别称为随机向量 的第一主成分、第二主成分、第 主成分。 的分量 依次是 的第一主成分、第二主成分、第 主成分的充分必要条件是：n （1） ，即 为 阶正交阵；n （2） 的分量之间互不相关，即 ；n （3） 的 个分量是按方差由大到小排列。12,PY YYX1122 , ,ppYYY XXX120p1,pXXYpXp, 1YXPPPPppYY12,p 12( )( ,)pD Ydiag 5.3.1从协方差矩阵出发求解主成分n 注意：无论 的各特征根

19、是否存在相等的情况，对应的标准化特征向量 总是存在的，我们总可以找到对应各特征根的彼此正交的特征向量。这样，求主成分的问题就变成了求特征根与特征向量的问题。n 于是随机向量 与随机向量 之间存在下面的关系式：12,p XY1122/12 ppiiipiXXPXYXMMK1233 32123X=(X ,X ,X )120=250002X12012250(2)( 1)25002(2)(1)(5)4)(2)(61)038,2,38,E 例 设随机向量的协方差阵为试求 的主成分。解123()01 38200253800000238282022 2202280222 200018001 2 212101

20、2101210001001000(12)E xxxxx 确定特征向量12213310(12)001, 2.414,0 xxxxx 11112311223312=0.383, 0.924,0= 0,0,1 ,0.924,0.383.00.3830.9240.9240.383YXXYXYXX 单位化同理故主成分为123X=(X ,X ,X )411= 141114X设随机向量的协方差阵为试求 的主成分。1231236,3111,33322,02222,0,22 5.3.2 主成分的性质n （2）从协方差矩阵出发求解主成分的性质n 性质1 的协方差阵为对角阵 。n 性质2 记 ，有 。n 定义 5.

21、1 称 为第 个主成 分 的方差贡献率，称 为主成分 的累积方差贡献率。()ijp p11ppiiiiiY12,mY YY11miipiikYk12,(1,2, )kkpkp5.3.2 主成分的性质n 由此进一步可知，主成分分析是把 个随机变量的总方差 分解为 个不相关的随机变量的方差之和，使第一主成分的方差达到最大。第一主成分是以变化最大的方向向量各分量为系数的原始变量的线性函数最大方差为 。 表明了 的方差在全部方差中的比值，称 为第一主成分的贡献率。这个值越大,表明这个新变量 综合 信息的能力越强，也即由 的差异来解释随机向量 的差异的能力越强。 正因如此，才把 称为 的主成分。进而我们

22、就更清楚为什么主成分的名次是按特征根 取值的大小排序的。 p1piiip111i1111YX12,pX XX1XX1YX12,p 5.3.2 主成分的性质n 进行主成分分析的目的之一是为了减少变量的个数，所以一般不会取 个主成分，而是取 个主成分， 取多少比较合适，这是一个很实际的问题，通常以所取 使得累积贡献率达到85以上为宜，即n 这样，既能使损失信息不太多，又达到减少变量，简化问题的目的。n 另外，选取主成分还可根据特征值的变化来确定。图5-2为SPSS统计软件生成的碎石图。 1185% (5.5)miipiimmppm5.3.2 主成分的性质n 由图5-2可知，第二个及第三个特征值变化

23、的趋势已经开始趋于平稳，所以，取前两个或是前三个主成分是比较合适的。这种方法确定的主成分个数与按累积贡献率确定的主成分个数往往是一致的。在实际应用中有些研究工作者习惯于保留特征值大于1的那些主成分。图图5-25-25.3.2 主成分的性质n 定义5.2 第 个主成分 与原始变量 的相关系数 称做因子负荷量。n 因子负荷量是主成分解释中非常重要的解释依据，因子负荷量的绝对值大小刻画了该主成分的主要意义及其成因。在下一章因子分析中还将要对因子负荷量的统计意义给出更详细的解释。由下面的性质我们可以看到因子负荷量与系数向量成正比。kY(,)kiY XiXk5.3.2 主成分的性质n 性质3 由性质3知

24、：因子负荷量与向量系数成正比，与 的标准差成反比关系，因此，绝不能将因子负荷量与向量系数混为一谈。在解释主成分的成因或是第i个变量对第k个主成分的重要性时，应当根据因子负荷量而不能仅仅根据与的变换系数。n 性质4n 性质522111(,)1ppkikkikkiiY X 21(,)pkiiikiY X(,)/ ,1,2, (5.6)kiikkiiY Xk ipiX5.3.2 主成分的性质n 定义5.3 与前 个主成分 的全相关系数平方和称为 对原始变量 的方差贡献率 ，即n 这一定义说明了前 个主成分提取了原始变量 中 的信息，由此我们可以判断我们提取的主成分说明原始变量的能力。211 1,2,

25、 (5.9)mikkikiivip iviX12,mY YYm12,mY YYiXmiXiv5.3.3 从相关矩阵出发求解主成分从相关矩阵出发求解主成分n 考虑如下的数学变换： n 令n 其中， 与 分别表示变量 的期望与方差。于是有n 令n 于是，对原始变量 进行标准化：,1,2,iiiiiXZipiiiiX()0 var()1iiE ZZ11221/2000000ppX1/21() ()ZX5.3.2从相关矩阵出发求解主成分从相关矩阵出发求解主成分n 经过上述标准化后，显然有( ) ( )iEZ01211221/211/211211( ) cov( )()()1ppppiiR Z5.3.3

26、 从相关矩阵出发求解主成分从相关矩阵出发求解主成分n 由于上面的变换过程，原始变量 的相关阵实际上就是对原始变量标准化后的协方差矩阵，因此，由相关矩阵求主成分的过程与主成分个数的确定准则实际上是与由协方差矩阵出发求主成分的过程与主成分个数的确定准则是相一致的，在此不再赘述。仍用 分别表示相关阵R的特征值与对应的标准正交特征向量.n 求得的主成分与原始变量的关系式为： 12,pX XXii,1/21() (),1,2, (5.10)iiiYip ZX 5.3.4 由相关阵求主成分时主成分性质n 由相关阵出发所求得主成分依然具有上面所述的各种性质，不同的是在形式上要简单，这是由相关阵的特性决定的。

27、我们将由相关阵R得到的主成分的性质总结如下：n 1. 的协方差矩阵为对角阵 ；n 2. n 3. 第 个主成分的方差占总方差的比例，即第 个主成分的方差贡献率为 ，前 个主成分的累积方差贡献率为 ；n 4.Y11var( )( )( )var()ppiiiiYtrtr RpZkk/kkpm1/miip21(,)5.(,)pkikikkikiY ZY Z5.3.4 由相关阵求主成分时主成分性质n 注意到， 且 ，结合前面从协方差矩阵出发求主成分部分对主成分性质的说明，可以很容易的得出上述性质。虽然主成分的性质在这里有更简单的形式，但应注意其实质与前面的结论并没有区别；需要注意的一点是判断主成分的

28、成因或是原始变量（这里原始变量指的是标准化以后的随机向量Z）对主成分的重要性有更简单的方法，因为由上面第4条知这里因子负荷量仅依赖于由Z到 的转换向量系数 （因为对不同的 ，因子负荷量表达式的后半部分 是固定的）。kikY( )trpRvar()1iZkiki5.4 样本主成分的导出n 在实际研究工作中，总体协方差阵 与相关阵 通常是未知的，因此需要通过样本数据来估计。设有n个样品，每个样品有p个指标，这样共得到np个数据，原始资料矩阵如下：n 记R111212122212ppnnnpxxxxxxxxxX1111()() 1,2,1( ) nnkiikiiikikkijijp pijiijjx

29、xxxxxipnnSrrS SSR5.4 样本主成分的导出n 由前面的讨论知，若原始资料阵是经过标准化处理的，则由标准化数据阵求得的协方差阵就是相关矩阵。因为由协方差矩阵求解主成分的过程与同相关矩阵出发求解主成分的过程是一致的，我们仅介绍由样本相关阵出发求解主成分。n 根据总体主成分的定义，主成分 的协方差是：n 其中123cov( )cov( )000000000000pYpX pppY5.4 样本主成分的导出n 假定资料矩阵 为已标准化后的数据矩阵，则可由相关矩阵代替协方差矩阵，于是上式可表示为：n 用 左乘上式，得 n 即XpRppRpp1112111121212222122213121

30、112112122221200ppppppppppppppppppprrrppprrrppprrrpppppppppppp5.4 样本主成分的导出n 把上式全部展开得到 个方程，这里只考虑在矩阵乘积中由第一列得出的 个方程：2pp111112121111 12111221221121111212111 ppppppppppr pr pr ppr pr pr ppr pr pr pp5.4 样本主成分的导出n 整理得到： 111111212112111221122111121211()0()0 ()0ppppppppprpr pr pr prpr pr pr prp5.4 样本主成分的导出n 为

31、了得到上面齐次方程的非零解，根据线性方程组的理论知，要求系数矩阵行列式为0，即1111212122111210 0pppppprrrrrrrrrRI5.4 样本主成分的导出n 对于 可以得到完全类似的方程。n 于是，所求的新的综合变量（主成分）的方差 是 的 个根，为相关矩阵的特征值，相应的各个 是其特征向量的分量。2,p), 2 , 1(pii10RIpijp5.4 样本主成分的导出n 因为 为正定矩阵，所以其特征根都是非负实数，将它们依大小顺序排列 ，其相应的特征向量记为 ，则相对于 的方差为：n 同理有n 即对于 有最大方差， 有次大方差，并且协方差为：R120p12,p 1Y111va

32、r( )var()Y Xvar( )var()iiiY X1Y2Y11cov( ,)cov( ,)()()()0 (ij)ijijijpijpijY Y X X R 5.4 样本主成分的导出n 由此可知新的综合变量（主成分） 彼此不相关，并且 的方差为 ，则 分别称为第一、第二、第 个主成分。由上述求主成分的过程可知，主成分在几何图形中的方向实际上就是 的特征向量的方向，关于主成分分析的几何意义我们还要在下一节详细讨论；主成分的方差贡献就等于 的相应特征值。这样，我们在利用样本数据求解主成分的过程实际上就转化为求相关阵或协方差阵的特征值和特征向量的过程。12,pY YYR1122 , ,ppY

33、YY XXXiiYpR5.5 有关问题的讨论n 5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分 n 5.5.2 主成分分析不要求数据来自于正态总体n 5.5.3 主成分分析与重叠信息5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 由前面的讨论可知求解主成分的过程实际就是对矩阵结构进行分析的过程，也就是求解特征值的过程。在实际分析过程中，我们可以从原始数据的协方差矩阵出发，也可以从原始数据的相关矩阵出发，其求主成分的过程是一致的。但是，从协方差阵出发和从相关阵出发所求得的主成分一般来说是有差别的，而且这种差别有时候还很大。下面我们举例说明这个问题，为了叙述方便，我们以二维数据为例。

34、n 【例5.1】 假定我们研究某一经济问题共涉及两个指标：产值和利税。其中产值以百万元计，利税以万元计，得原始资料矩阵如下:5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 可以得到，原始变量的协方差阵与相关阵分别为：n 由协方差阵出发求解主成分，得到结果见表5-1：7502 .31667188503 .15754245865 .12X55.90242.6510.3257242.659927.800.32571R5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 表5-1n 对应两特征值的标准正交特征向量为：n 表5-25.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 因此，所

35、得的主成分的表达式为： 其中，第一主成分保留了原始变量99.50%的信息，我们在分析中就可以把第二主成分舍掉，这样达到简化问题的目的。第一主成分与原始变量的因子负荷量分别为： 由此可知，第一主成分反应了利税指标0.9871的信息，方差较大的利税指标对第一主成分起了主要作用。1122120.02460.99970.99970.0246YXXYXX9871. 080.9927/7607.99339997. 0/),(3297. 09 .55/7607.99330246. 0/),(22112211111111XYXY5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 由相关矩阵求解主成分的结果

36、见表5-3：n 表5-3n 对应两特征值的标准正交特征向量为：n 表5-45.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 此时，所得主成分的表达式为：n 由从相关矩阵出发求解主成分的结果可知，第一主成分保留了原始变量66.29%的信息，且产值指标与利税指标对第一主成分的贡献是相同的。第一主成分分别集中了产值和利税 的信息。80.9927707. 09 .557071. 07071. 07071. 080.9927707. 09 .557071. 07071. 07071. 022112122211211XXXXZZYXXXXZZY)8141. 03257. 17071. 0(8141.

37、 0即5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 由此可以看出，由协方差阵出发求解主成分所得的结果及由相关阵出发求解主成分所得的结果有很大不同，所得主成分解释原始变量方差比例与主成分表达式均有显著差别，且两者之间不存在简单的线性关系。正因有此差别，所以在处理实际问题时就面临着选取由协方差矩阵出发求解主成分还是由相关阵出发求解主成分的问题，为了更好的理解这种差别，我们对原始变量转换成同一度量单位再求主成分。n 对产值与利税均以万元计，原始数据资料阵变为以下形式：750312066718008501530754240058612501X相关矩阵没有变化，协方差矩阵变为：8 .99272

38、42652426555895015.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 由此协方差矩阵出发重新求主成分，结果见表5-5：n 表5-5 n 对应两特征值的标准正交特征向量见表5-6 ：n 表5-65.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 此时所得主成分的表达式为：n 其中，第一主成分保留了原始变量98.44%的信息，第一主成分与原始变量的因子负荷量分别为：n 由此可知，第一主成分保留原始变量的信息与主成分与原始变量的关系式均与上两种情况有很大差别，那么，究竟哪种方法得到的结果更为可信呢，在实际研究中我们应该作何选择呢？1122120.9990290.0440680.

39、0440680.999029YXXYXX11111111221122( ,)/0.999560020 /5589500.999956( ,)/0.044560020 /9927.800.33048Y XY X 5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 一般而言，对于度量单位不同的指标或是取值范围彼此差异非常大的指标，我们不直接由其协方差矩阵出发进行主成分分析，而应该考虑将数据标准化。比如，在对上市公司的财务状况进行分析时，常常会涉及到利润总额、市盈率、每股净利率等指标，其中利润总额取值常常从几十万到上百万，市盈率取值一般从五到六、七十之间，而每股净利率在1以下，不同指标取值范围相

40、差很大，这时若是直接从协方差矩阵入手进行主成分分析，明显利润总额的作用将起到重要支配作用，而其它两个指标的作用很难在主成分中体现出来，此时应该考虑对数据进行标准化处理。5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 但是，对原始数据进行标准化处理后倾向于各个指标的作用在主成分的构成中相等。由上面的例子我们看到，对于取值范围相差不大或是度量相同的指标进行标准化处理后，其主成分分析的结果仍与由协方差阵出发求得的结果有较大区别。其原因是由于对数据进行标准化的过程实际上也就是抹杀原始变量离散程度差异的过程，标准化后的各变量方差相等均为1，而实际上方差也是对数据信息的重要概括形式，也就是说，对原

41、始数据进行标准化后抹杀了一部分重要信息，因此才使得标准化后各变量在对主成分构成中的作用趋于相等。由此看来，对同度量或是取值范围对同度量或是取值范围在同量级的数据，还是直接从协方差矩阵求解主成分为宜。在同量级的数据，还是直接从协方差矩阵求解主成分为宜。5.5.1 关于由协方差矩阵或相关矩阵出发求解主成分n 对于从什么出发求解主成分，现在还没有一个定论，但是我们应该看到，不考虑实际情况就对数据进行标准化处理或者直接从原始变量的相关矩阵出发求解主成分是有其不足之处的，这一点一定要引起注意。建议在实际工作中分别从不同角度出发求解主成分并研究其结果的差别，看看是否发生明显差异且这种差异产生的原因在何处，

42、以确定用哪种结果更为可信。5.5.2 主成分分析不要求数据来自于正态总体 n 由上面的讨论可知，无论是从原始变量协方差矩阵出发求解主成分，还是从相关矩阵出发求解主成分，均没有涉及到总体分布的问题。也就是说，与很多多元统计方法不同，主成分分析不要求数据来自于正态总体。实际上，主成分分析就是对矩阵结构的分析，其中主要用到的技术是矩阵运算的技术及矩阵对角化和矩阵的谱分解技术。我们知道，对多元随机变量而言，其协方差矩阵或是其相关矩阵均是非负定的，这样，我们就可以按照求解主成分的步骤求出其特征值、标准正交特征向量，进而求出主成分，达到缩减数据维数的目的。同时，由主成分分析的几何意义可以看到，对来自多元正

43、态总体的数据，我们得到了合理的几何解释，即主成分就是按数据离散程度最大的方向进行坐标轴旋转。5.5.2 主成分分析不要求数据来自于正态总体n 主成分分析的这一特性大大扩展了其应用范围，对多维数据，只要是涉及降维的处理，我们都可以尝试用主成分分析，而不用花太多精力考虑其分布情况。5.5.3主成分分析与重叠信息n 首先应当认识到主成分分析方法适用于变量之间存在较强相关性的数据，如果原始数据相关性较弱，运用主成分分析后不能起到很好的降维作用，即所得的各个主成分浓缩原始变量信息的能力差别不大。一般认为当原始数据大部分变量的相关系数都小于0.3时，运用主成分分析不会取得很好的效果。5.5.3主成分分析与

44、重叠信息n 很多研究工作者在运用主成分分析方法时，都或多或少存在着对主成分分析去除原始变量重叠信息的期望，这样，在实际工作中初始就可以把与某一研究问题相关而可能得到的变量（指标）都纳入分析过程，再用少数几个主成分浓缩这些有用信息（假定已剔除了重叠信息），然后对主成分进行深入分析。在对待重叠信息方面，生成的新的综合变量（主成分）是有效剔除了原始变量中的重叠信息，还是仅仅按原来的模式将原始信息中的绝大部分用几个不相关的新变量表示出来，这一点还值得讨论。5.5.3主成分分析与重叠信息n 为说明这个问题，我们有必要再回顾一下主成分的求解过程，我们仅就从协方差矩阵出发求主成分的过程予以说明，对相关阵有类

45、似的情况。 n 对于 维指标的情况，我们得到其协方差矩阵如下：n 现在考虑一种极端情况，即有两个指标完全相关，不妨设第一个指标在进行主成分分析时考虑了两次。则协方差矩阵变为：ppppppp2122221112115.5.3主成分分析与重叠信息1111121111112121212221112pppppppp此时进行主成分分析的时候实际上是由 维矩阵 进行。 的行列式的值为零但仍满足非负定，只不过其最小的特征值为0，由 出发求解主成分，其方差总和不再是 而是变为 ，也就是说，第一个指标在分析过程中起到了加倍的作用，其重叠信息完全象其他指标提供的信息一样在起作用。) 1() 1(pp111pp22

46、11112211pp5.5.3主成分分析与重叠信息n 这样求得的主成分已经与没有第一个指标重叠信息时不一样了，因为主成分方差的总和已经变为 而不是 每个主成分解释方差的比例也相应发生变化，而整个分析过程没有对重叠信息作任何特殊处理。也就是说，由于对第一个指标罗列了两次，其在生成的主成分构成中也起到了加倍的作用。这一点是尤其应该引起注意的，这意味着主成分分析对重叠信息的剔除是无能为力的，同时主成分分析还损失了一部分信息。对此文献4举例进行了说明。n 这就告诉我们在实际工作中，在选取初始变量进入分析时应该小心，对原始变量存在多重共线性的问题，在应用主成分分析方法时一定要慎重。应该考虑所选取的初始变

47、量是否合适，是否真实地反映了事物的本来面目，如果是出于避免遗漏某些信息而特意选取了过多的存在重叠信息的变量时，就要特别注意应用主成分分析所得到的结果。112211pp，pp22115.5.3主成分分析与重叠信息n 如果所得到的样本协方差矩阵（或是相关阵）最小的特征值接近于0，那么就有n 进而推出n 这就意味着，中心化以后的原始变量之间存在着多重共线性，即原始变量存在着不可忽视的重叠信息。因此，在进行主成分分析得出协方差阵或是相关阵发现最小特征根接近于零时，应该注意对主成分的解释，或者考虑对最初纳入分析的指标进行筛选，由此可以看出，虽然主成分分析不能有效地剔除重叠信息，但它至少可以发现原始变量是

48、否存在着重叠信息，这对我们减少分析中的失误是有帮助的。）（ 5.11 0)X( )X(pppp5.12) 0)X(（p5.6 主成分分析步骤及框图n 5.6.1 主成分分析步骤n 5.6.2 主成分分析的逻辑框图5.6.1 主成分分析步骤n 由上面讨论大体上已经可以明了进行主成分分析的步骤，对此进行归纳如下：n 1.根据研究问题选取初始分析变量；n 2.研究变量之间的相关性；n 3.根据初始变量特性判断由协方差阵求主成分还是由相关阵求主成分；n 4.求协差阵或相关阵的特征根与相应标准特征向量；n 5.判断主成分是否存在明显的多重共线性，若存在，则回到第一步；n 6.得到主成分的表达式并确定主成

49、分个数，选取主成分；n 7.结合主成分对研究问题进行分析并深入研究。5.6.2 主成分分析的逻辑框图 n 主成分分析的逻辑框图见图5-3：特征值特征值标准正交特征向量标准正交特征向量是否有接近是否有接近0的情况的情况是是其他处理其他处理否否主成分主成分对主成分进行分析对主成分进行分析深入分析深入分析选择初始变量选择初始变量 度量或取值度量或取值范围相同？范围相同？是是否否（否）（否）对比对比分析相关阵分析相关阵分析协方差阵分析协方差阵 5.7主成分分析的上机实现 n SPSS软件FACTOR模块提供了主成分分析的功能。下面先以SPSS软件包自带的数据Employee data.sav为例介绍主

50、成分分析的上机实现方法，在SPSS软件的安装目录下可以找到该数据集；然后，我们举一个实际的例子介绍主成分分析的具体应用。2222220.9310.9760.9310.8996.150.931( 0.315)0.967 22222220.9310.9760.9310.8996.150.931( 0.315)0.011 5.7主成分分析的上机实现 n 【例5-3】在企业经济效益的评价中，设计的指标往往很多。为了简化系统结构，抓住经济效益评价中的主要问题，我们可由原始数据矩阵出发求主成分。在对我国部分省、市、自治区独立核算的工业企业的经济效益评价中，涉及到9项指标，原始数据见表5-7，即样品数n=2