1、關于主成分分析及matlab實現第一張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 在實際問題研究中，多變量問題是經常會遇到的。變量太多，無疑會增加分析問題的難度與復雜性，而且在許多實際問題中，多個變量之間是具有一定的相關關系的。 因此，人們會很自然地想到，能否在相關分析的基礎上，用較少的新變量代替原來較多的舊變量，而且使這些較少的新變量盡可能多地保留原來變量所反映的信息？ 問題的提出：第二張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 事實上，這種想法是可以實現的，主成分分析方法就是綜合處理這種問題的一種強有力的工具。 主成分分析是把原來多個變量劃為少數幾個綜合指標的一種統計分析方法。 從數學角度來

2、看，這是一種降維處理技術。 第三張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 例如，某人要做一件上衣要測量很多尺寸，如身長、袖長、胸圍、腰圍、肩寬、肩厚等十幾項指標，但某服裝廠要生產一批新型服裝絕不可能把尺寸的型號分得過多 ？而是從多種指標中綜合成幾個少數的綜合指標，做為分類的型號，利用主成分分析將十幾項指標綜合成3項指標，一項是反映長度的指標，一項是反映胖瘦的指標，一項是反映特體的指標。第四張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月一、主成分分析的基本原理 假定有n個樣本，每個樣本共有p個變量，構成一個np階的數據矩陣（1.1） 第五張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 當p較大時，在p

3、維空間中考察問題比較麻煩。為了克服這一困難，就需要進行降維處理，即用較少的幾個綜合指標代替原來較多的變量指標，而且使這些較少的綜合指標既能盡量多地反映原來較多變量指標所反映的信息，同時它們之間又是彼此獨立的。第六張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 定義：記x1，x2，xP為原變量指標，z1，z2，zm（mp）為新變量指標(1.2) 系數lij的確定原則： zi與zj（ij；i，j=1，2，m）相互無關；第七張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 z1是x1，x2，xP的一切線性組合中方差最大者，z2是與z1不相關的x1，x2，xP的所有線性組合中方差最大者; zm是與z1，z2，z

4、m1都不相關的x1，x2，xP， 的所有線性組合中方差最大者。 則新變量指標z1，z2，zm分別稱為原變量指標x1，x2，xP的第1，第2，第m主成分。 第八張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 從以上的分析可以看出，主成分分析的實質就是確定原來變量xj（j=1，2 ， p）在諸主成分zi（i=1，2，m）上的荷載 lij（ i=1，2，m； j=1，2 ，p）。 從數學上可以證明，它們分別是相關矩陣m個較大的特征值所對應的特征向量。 第九張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月二、主成分分析的計算步驟 設有 n 個樣品，每個樣品觀測 p 個指標，將原始數據寫成矩陣1將原始數據標準化。

5、這里不妨設上邊矩陣已標準化了。 2建立變量的相關系數陣：第十張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月3求R的特征根及相應的單位特征向量：4寫出主成分第十一張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 計算主成分貢獻率及累計貢獻率 貢獻率累計貢獻率 一般取累計貢獻率達85%95%的特征值所對應的第1、第2、第m（mp）個主成分。 第十二張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月三、 實例演示 例 對全國30個省市自治區經濟發展基本情況的八項指標作主成分分析，原始數據如下：第十三張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月第十四張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月第十五張，PPT共三十一頁，創

6、作于2022年6月第十六張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月第一步 將原始數據標準化。第二步 建立指標之間的相關系數陣R如下第十七張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月第三步 求R的特征值和特征向量。第十八張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 從上表看，前3個特征值累計貢獻率已達89564，說明前3個主成分基本包含了全部指標具有的信息，我們取前3個特征值，并計算出相應的特征向量：第十九張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月因而前三個主成分為：第一主成分：第二主成分：第二十張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月第三主成分： 在第一主成分的表達式中第一、二、三項指標的系數較

7、大，這三個指標起主要作用，我們可以把第一王成分看成是由國內生產總值、固定資產投資和居民消費水平所該劃的反映經濟發展狀況的綜合指標； 在第二主成分中，第四、五、六、七項指標的影響大，且第六、七項指標的影響尤其大，可將之看成是反映物價指數、職工工資和貨物周轉量的綜合指標； 在第三主成分中，第八項指數影響最大，遠超過其它指標的影響，可單獨看成是工業總產值的影響。第二十一張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月四.主成分分析的應用1.主成分分析用于系統評估 利用主成分F1，Fp做線性組合，并以每個主成分 Fi 的方差貢獻率 作為權數構造一個綜合評價函數： 也稱 y 為評估指數，依據對每個系統計算出的

8、 y 值大小進行排序比較或分類劃級。第二十二張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月例1. 城市環境生態化是城市發展的必然趁勢，表現為社會、經濟、環境與生態全方位的現代化水平，一個符合生態規律的生態城市應該是結構合理、功能高效和關系協調的城市生態系統。所謂結構合理是指適度的人口密度，合理的土地利用，良好的環境質量，充足的綠地系統，完善的基礎設施，有效的自然保護；功能高效是指資源的優化配置、物力的經濟投入、人力的充分發揮、物流的暢通有序、信息流的快捷；關系協調是指人和自然協調、社會關系協調、城鄉協調、資源利用和更新協調。一個城市要實現生態城市的發展目標，關鍵是在市場經濟的體制下逐步改善城市的生

9、態環境質量，防止生態環境質量惡化，因此，對城市的生態環境水平調查評價很有必要。第二十三張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 我們對江蘇省十個城市的生態環境狀況進行了調查，得到生態環境指標的指數值，見表1。現對生態環境水平分析和評價。第二十四張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月第二十五張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月利用Matlab中的princomp命令實現。具體程序如下X= 0.7883 0 .7391 0.8111 0.6587 0.6543 0.8259 0.8486 0.6834 0.8495 0.7846 0.7633 0.7287 0.7629 0.8552

10、0.7564 0.7455 0.7800 0.9490 0.8918 0.8954 0.4745 0.5126 0.8810 0.8903 0.8288 0.7850 0.8032 0.8862 0.3987 0.3970 0.8246 0.7603 0.6888 0.8977 0.7926 0.7856 0.6509 0.8902 0.6799 0.9877 0.8791 0.8736 0.8183 0.9446 0.9202 0.9263 0.9185 0.9505 0.8620 0.8873 0.9538 0.9257 0.9285 0.9434 0.9154 0.8871 0.9357

11、 0.8760 0.9579 0.9741 0.8785 0.8542 0.8537 0.9027 0.8729 0.8485 0.8473 0.9044 0.8866 0.9035 0.6305 0.6187 0.6313 0.7415 0.6398 0.6142 0.5734 0.8980 0.6186 0.7382 0.8928 0.7831 0.5608 0.8419 0.8464 0.7616 0.8234 0.6384 0.9604 0.8514;第二十六張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月第二十七張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月這樣，前三個主成分為 第一主成分貢獻

12、率為43.12，第二主成分貢獻率為29.34，第三主成分貢獻率為11.97，前三個主成分累計貢獻率達84.24。 如果按80 以上的信息量選取新因子，則可以選取前三個新因子。第一新因子z1 包含的信息量最大為43.12，它的主要代表變量為X8(城市文明)、X7(生產效率)、X4 (城市綠化)，其權重系數分別為0.4815、0.4236、0.4048，反映了這三個變量與生態環境水平密切相關，第二新因子Z2第二十八張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月 包含的信息量次之為29.34，它的主要代表變量為X3(地理結構)、X6(資源配置)、X9 (可持續性)，其權重系數分別為0.5299、0.52

13、73、0.4589，第三新因子 Z3包含的信息量為11.97，代表總量為 X9(可持續性)、 X5(物質還原)，權重系數分別為0.5933、0.5664。這些代表變量反映了各自對該新因子作用的大小，它們是生態環境系統中最重要的影響因素。 根據前三個主成分得分，用其貢獻率加權，即得十個城市各自的總得分 根據總得分排序，結果見表1。第二十九張，PPT共三十一頁，創作于2022年6月2.主成分回歸 考察進口總額Y與三個自變量：國內總產值x1,存儲量x2，總消費量x3之間的關系，現收集數據如下，試用主成分回歸分析方法求進口總額與總產值、存儲量和總消費量的定量關系式.序號 x1 x2 x3 Y1234567891011149.3161.2171.5175.5180.8190.7202.1