Читайте также: |
|
Пусть вектор главных компонент, полученных в соответствии с указанным выше алгоритмом. Рассмотрим его числовые характеристики.
(a) (компоненты исходного вектора признаков центрированы).
(b) ковариационная матрица
, где
å- ковариационная матрица вектора x.
Умножая соотношение (2.13) слева на , j=1,…,p, получим:
, (2.14)
поскольку при j=k отсюда снова следует взаимная некоррелированность главных компонент.
(c) сумма дисперсий исходных признаков равна сумме дисперсий главных
всех р компонент, т.е. сумме всех р собственных значений ковариационной
матрицы å.
В силу (2.14)
Здесь использовано свойство (в силу ортогональности), ; tr(AB)=tr(BA)
.
(d) обобщенная дисперсия исходных признаков ½å½ равна дисперсии р главных
компонент ½L½=½ ½.
Действительно, из (2.14) имеем ½ ½=½ ½=½ ½½å½½ ½=½å½.
Следствие 1: Из (b) и (c) следует, что критерий информативности метода главных компонент
может быть построен с использованием следующей формулы
, (2.15)
где - матрица с р1 ортонормированной строкой.
Действительно, если , то в силу изложенного выше
(2.16)
по всем (2.161)
из (2.15) и (2.16) следует (2.161)
- множество матриц (р1´р) с ортонормированными строками.
Соотношение (2.16) дает исследователю основу при выяснении вопроса, сколько последних главных компонент можно без особого ущерба изъять из рассмотрения, сократив тем самым размерность исследуемых признаков.
Замечание 1: В дальнейшем знак ~ в обозначении вектора главной компоненты
матрицы будем опускать.
Замечание 2: Поскольку на практике точное знание ковариационной матрицы å является
скорее исключением, чем правилом, то в тех случаях, когда å неизвестна, все
предыдущие рассуждения и выкладки следует использовать приближенно к выбранной
матрице åÙ.
Дата добавления: 2015-07-24; просмотров: 84 | Нарушение авторских прав
<== предыдущая страница | | | следующая страница ==> |
У линейного преобразования могут отсутствовать собственные векторы | | | Сущность модели факторного анализа |