在日常工作中，经常会存在多个变量之间存在关联关系，比如学习数学好的同学，物理成绩可能也比较高。在公司中外貌和讨人喜欢的关系往往也比较大，在人事招聘过程中，如果想要更加综合的评价某个人，需要把相关系数比较高的方面进行权重或者均值处理。
如以下案例：
现有30名应聘者来公司应聘，公司为这些应聘者制定了15项指标，分别是：求职信的形式（FL）、外貌（APP）、专业能力（AA）、讨人喜欢（LA）、自信心（SC）、洞察力（LC）、诚实（HON）、推销能力（SMS）、经验（EXP）、驾驶水平(DRV）、事业心（AMB）、理解能力（POT）、交际能力（KJ）和适应性（SUIT）。每项分数是从0到10分，0分最低，10分最高。每位求职者的15项指标如下所示，公司计划只录取前5名申请者，公司到底该如何选择呢？
#读入数据
rt<-read.table("applicant.data")
AVG<-apply(rt,1,mean)
sort(AVG,descreasing=TRUE)
attach(rt)
#找到相关系数高的分为一组，然后取平均值，防止值过大
rt$G1<-(SC+LC+SMS+DRV+AMB+GSP+POT)/7
rt$G2<-(FL+EXP+SUIT)/3
rt$G3<-(LA+HON+KJ)/3
rt$G4<-AA
rt$G5<-APP
AVG<-apply(rt[,16:20], 1, mean)
sort(AVG, decreasing = TRUE)
找出前5名
本文分析利用IBM离职员工数据进行分析。在对离职率的影响因素进行观察的基础至上，建立模型并预测哪些员工更易离职。
一般而言，数据分析分为三个步骤：数据收集与清洗、探索性分析和建模预测。本文的数据集是IBM用于研究员工预测的 模拟数据 ，数据十分完整，无需清洗。因此，本文主要分为三个部分：
通过对IBM离职员工数据实践，本文希望发掘出影响员工流失的因素，并对利用R语言进行数据分析过程进行复习，深化对数据分析工作意义的理解。
IBM离职员工数据集共有35个变量，1470个观测个案。部分需要重点关注的变量如下：
上述变量可以分为三个部分：
载入分析包和数据集
通过描述性统计可以初步观测到：
分析结果：
基于对数据的探索性分析，员工离职有多方面因素的影响，主要有：
1.工作与生活的不平衡——加班、离家远和出差等；
2.工作投入如果不能获得相匹配的回报，员工更倾向离职；
3.优先股认购等福利是员工较为关注的回报形式；
4.年龄、任职过的公司数量的因素也会影响员工离职率；
删除需要的变量：EmployeeCount, EmployeeNumber, Over18, StandardHours
变量重新编码：JobRole, EducationFiled
分析结果表明：
随机森林所得的AUC值为0.5612，小于决策树模型。
GBM模型得到的AUC值为0.5915
对于对于随机森林和GBM的方法，AUC值小于单一决策树模型的AUC值的情况较少见，这显然说明单一的树拟合得更好或者更稳定的情况。（一般需要得到AUC值大于0.75的模型）
当结果分类变量之间的比列是1：10或者更高的时候，通常需要考虑优化模型。本例中，离职变量的比列是1：5左右，但仍然可能是合理的，因为在决策树中看到的主要问题是预测那些实际离开的人（敏感度）。
加权旨在降低少数群体中的错误，这里是离职群体。
向上采样（up-sampling）指从多数类中随机删除实例。
向下采样（down-sampling）指从少数类中复制实例。
分析结果表明：
加权调整的模型表现最好，相比较于单纯的随机森林和GBM模型，AUC值从0.5612上升至0.7803，灵敏度也达到了0.7276。据此，后续将采用加权调整后的模型进行预测。
已经训练出一个表现较好的模型。将其应用于实践时，需要注意以下几个方面：
可以观察到影响员工流失的前5个因素是：
因此，在实践中就需要注意：
本例中对工作投入高、收入低的员工进行预测。
本例分析仍有需要足够完善的地方，还可以往更多更有意义的地方探索：
数据准备
许多实际情况中统计假设（假定观测数据抽样自正态分布或者其他性质较好的理论分布）并不一定满足，比如数据抽样于未知或混合分布、样本量过小、存在离群点、基于理论分布设计合适的统计检验过于复杂且数学上难以处理等情况，这时基于随机化和重抽样的统计方法就可派上用场。
置换检验的定义
置换检验(Permutation test)，也称随机化检验或重随机化检验，是Fisher于20世纪30年代提出的一种基于大量计算（computationally intensive），利用样本数据的全（或随机）排列，进行统计推断的方法，因其对总体分布自由，应用较为广泛，特别适用于总体分布未知的小样本资料，以及某些难以用常规方法分析资料的假设检验问题。
置换检验的原理
1、提出原假设，比如XX处理后结果没有变化
2、计算统计量，如两组的均值之差，记作t0
3、将所有样本放在一起，然后随机排序进行分组，再计算其统计量t1
4、重复第3步骤，直至所有排序可能性都齐全（比如有A组有n样本，B组有m样本，则总重复次数相当于从n+m中随机抽取n个的次数），得到一系列的统计量（t1-tn）
5、最后将这些统计量按照从小到大排序，构成抽样分布，再看t0是否落在分布的置信区间内（如95%置信区间），这时候可计算一个P值（如果抽样总体1000次统计量中大于t0的有10个，则估计的P值为10/1000=0.01），落在置信区间外则拒绝原假设
6、如果第3步骤是将所有可能性都计算了的话，则是精确检验；如果只取了计算了部分组合，则是近似结果，这时一般用蒙特卡罗模拟（Monte Carlo simulation）的方法进行置换检验
7、置换检验和参数检验都计算了统计量，但是前者是跟置换观测数据后获得的经验分布进行比较，后者则是跟理论分布进行比较。
请牢记：置换检验都是使用伪随机数来从所有可能的排列组合中进行抽样（当做近似检验时）。因此，每次检验的结果都有所不同。
coin包提供了一个进行置换检验的一般性框架。通过该包，你可以回答如下问题。
响应值与组的分配独立吗？
两个数值变量独立吗？
两个类别型变量独立吗？
表12-2列出来的每个函数都是如下形式：
function_name(formula, data, distribution=)
其中：
formula描述的是要检验变量间的关系。示例可参见表12-2；
data是一个数据框；
distribution指定经验分布在零假设条件下的形式，可能值有exact，asymptotic和
approximate。
若distribution = "exact"，那么在零假设条件下，分布的计算是精确的（即依据所有可能的排列组合）。当然，也可以根据它的渐进分布（distribution = "asymptotic"）或蒙特卡洛重抽样（distribution = "approxiamate(B = #)"）来做近似计算，其中#指所需重复的次数。
distribution = "exact"当前仅可用于两样本问题。
传统t检验表明存在显著性差异（p <0.05），而精确检验却表明差异并不显著（p >0.072）。
第7章我用自己的数据进行了t检验，对比一下传统t检验和置换检验，结果如下：
两种检验方式下结果都是显著的
Wilcoxon-Mann-Whitney U检验
coin包规定所有的类别型变量都必须以因子形式编码。
wilcox.test()默认计算的也是精确分布。
K样本检验的置换检验
通过chisq_test()或cmh_test()函数，我们可用置换检验判断两类别型变量的独立性。 当数据可根据第三个类别型变量进行分层时，需要使用后一个函数。若变量都是有序型，可使用lbl_test()函数来检验是否存在线性趋势。
卡方独立性检验
卡方独立性检验的置换检验
你可能会有疑问，为什么需要把变量Improved从一个有序因子变成一个分类因子？（好问题！）这是因为，如果你用有序因子，coin()将会生成一个线性与线性趋势检验，而不是卡方检验。
结果解读：两种检验下p值都是小于0.05，说明Treatment和Improved之间相互不独立
自己数据的演示
结果解读：p值均为1，表明nitrogen和variety相互独立。
spearman_test()函数提供了两数值变量的独立性置换检验。
当处于不同组的观测已经被分配得当，或者使用了重复测量时，样本相关检验便可派上用场。
对于两配对组的置换检验，可使用wilcoxsign_test()函数；多于两组时，使用friedman_test()函数。
自己数据演示
lmPerm包可做线性模型的置换检验。比如lmp()和aovp()函数即lm()和aov()函数的修改版，能够进行置换检验，而非正态理论检验。
lmp()和aovp()函数的参数与lm()和aov()函数类似，只额外添加了perm =参数。
perm =选项的可选值有"Exact"、"Prob"或"SPR"。Exact根据所有可能的排列组合生成精确检验。Prob从所有可能的排列中不断抽样，直至估计的标准差在估计的p值0.1之下，判停准则由可选的Ca参数控制。SPR使用贯序概率比检验来判断何时停止抽样。注意，若观测数大于10，perm = "Exact"将自动默认转为perm = "Prob"，因为精确检验只适用于小样本问题。
简单线性回归的置换检验
R语言实战的例子：
多项式回归的置换检验
R语言实战的例子：
自己数据集的例子：
R语言实战的例子：
自己数据集的例子：
当两种方法所得结果不一致时，你需要更加谨慎地审视数据，这很可能是因为违反了正态性假设或者存在离群点。
R语言实战的例子：
自己数据集的例子：
R语言实战的例子：
自己数据集的例子：
R语言实战的例子：
自己数据集的例子：
值得注意的是，当将aovp()应用到方差分析设计中时，它默认使用唯一平方和法（SAS也称为类型III平方和）。每种效应都会依据其他效应做相应调整。R中默认的参数化方差分析设计使用的是序贯平方和（SAS是类型I平方和）。每种效应依据模型中先出现的效应做相应调整。对于平衡设计，两种方法结果相同，但是对于每个单元格观测数不同的不平衡设计，两种方法结果则不同。不平衡性越大，结果分歧越大。若在aovp()函数中设定seqs = TRUE，可以生成你想要的序贯平方和。
你可能已经注意到，基于正态理论的检验与上面置换检验的结果非常接近。在这些问题中数据表现非常好，两种方法结果的一致性也验证了正态理论方法适用于上述示例。
当然，置换检验真正发挥功用的地方是处理非正态数据（如分布偏倚很大）、存在离群点、样本很小或无法做参数检验等情况。不过，如果初始样本对感兴趣的总体情况代表性很差，即使是置换检验也无法提高推断效果。
置换检验主要用于生成检验零假设的p值，它有助于回答“效应是否存在”这样的问题。不过，置换方法对于获取置信区间和估计测量精度是比较困难的。幸运的是，这正是自助法大显神通的地方。
所谓自助法，即从初始样本重复随机替换抽样，生成一个或一系列待检验统计量的经验分布。 无需假设一个特定的理论分布，便可生成统计量的置信区间，并能检验统计假设。
倘若你假设均值的样本分布不是正态分布，该怎么办呢？可使用自助法。
(1)从样本中随机选择10个观测，抽样后再放回。有些观测可能会被选择多次，有些可能一直都不会被选中。
(2)计算并记录样本均值。
(3)重复1和2一千次。
(4)将1000个样本均值从小到大排序。
(5)找出样本均值2.5%和97.5%的分位点。此时即初始位置和最末位置的第25个数，它们就限定了95%的置信区间。
boot包扩展了自助法和重抽样的相关用途。你可以对一个统计量(如中位数)或一个统计量向量(如一列回归系数)使用自助法。
一般来说，自助法有三个主要步骤。
(1)写一个能返回待研究统计量值的函数。如果只有单个统计量（如中位数），函数应该返回一个数值；如果有一列统计量（如一列回归系数），函数应该返回一个向量。
(2)为生成R中自助法所需的有效统计量重复数，使用boot()函数对上面所写的函数进行处理。
(3)使用boot.ci()函数获取第(2)步生成的统计量的置信区间。
主要的自助法函数是boot()，它的格式为：
bootobject <- boot(data=, statistic=, R=, ...)
参数见下表：
boot()函数调用统计量函数R次，每次都从整数1:nrow(data)中生成一列有放回的随机指标，这些指标被统计量函数用来选择样本。统计量将根据所选样本进行计算，结果存储在bootobject中。
你可以用bootobject t0和bootobject t来获取这些元素。
一旦生成了自助样本，可通过print()和plot()来检查结果。如果结果看起来还算合理， 使用boot.ci()函数获取统计量的置信区间。格式如下:
boot.ci(bootobject, conf=, type= )
type参数设定了获取置信区间的方法。perc方法（分位数）展示的是样本均值，bca将根据偏差对区间做简单调整。
回归的R平方值
1000次自助抽样
输出结果
结果可视化
95%的置信区间获取
回归系数向量函数
自助抽样1000次
获得车重和发动机排量95%的置信区间
置换检验和自助法并不是万能的，它们无法将烂数据转化为好数据。当初始样本对于总体情况的代表性不佳，或者样本量过小而无法准确地反映总体情况，这些方法也是爱莫能助。
参考资料：
