|
|
|
|
|
М.: Издательство «Экзамен», 2004. 2.3.5. Проблема множественных проверок статистических гипотез Практика применения методов прикладной статистики часто выходит за границы классической математико-статистической теории. В качестве примера рассмотрим проверку статистических гипотез. Базовая теоретическая модель касается проверки одной-единственной статистической гипотезы. На практике же при выполнении того или иного прикладного исследования гипотезы зачастую проверяют неоднократно. При этом, как правило, остается неясным, как влияют результаты предыдущих проверок на характеристики (уровень значимости, мощность) последующих проверок. Есть ли вообще влияние? Как его оценить? Как его учесть при формулировке окончательных выводов? Изучены лишь некоторые схемы множественных проверок, например, схема последовательного анализа А. Вальда или схема оценивания степени полинома в регрессии путем последовательной проверки адекватности модели (см. главу 3.2). В таких исключительных постановках удается рассчитать характеристики статистических процедур, включающих множественные проверки статистических гипотез. Однако в большинстве важных для практики случаев статистические свойства процедур анализа данных, основанных на множественных проверках, остаются пока неизвестными. Примерами являются процедуры нахождения информативных подмножеств признаков (коэффициенты для таких и только таких признаков отличны от 0) в регрессионном анализе или выявления отклонений параметров в автоматизированных системах управления. В таких системах происходит слежение за большим числом параметров. Резкое изменение значения параметра свидетельствует об изменении режима работы системы, что, как правило, требует управляющего воздействия. Существует теория для определения границ допустимых колебаний одного или фиксированного числа параметров. Например, можно использовать контрольные карты Шухарта или кумулятивных сумм, а также их многомерные аналоги (см. главу 13 в [13]). В подавляющем большинстве постановок, согласно обычно используемым вероятностным моделям, для каждого параметра, находящемся в стабильном ("налаженном") состоянии, существует хотя и малая, но положительная вероятность того, что его значение выйдет за заданные границы. Тогда система зафиксирует резкое изменение значения параметра ("ложная разладка"). При достаточно большом числе параметров с вероятностью, близкой к 1, будет обнаружено несколько "случайных сбоев", среди которых могут "затеряться" и реальные отказы подсистем. Можно доказать, что при большом числе параметров имеется два крайних случая - независимых (в совокупности) параметров и функционально связанных параметров, а для всех остальных систем вероятность обнаружения резкого отклонения хотя бы у одного параметра лежит между соответствующими вероятностями для этих двух крайних случаев. Почему трудно изучать статистические процедуры, использующие множественные проверки гипотез? Причина состоит в том, что результаты последовательно проводящихся проверок, как правило, не являются независимыми (в смысле независимости случайных элементов). Более того, последовательность проверок зачастую задается исследователем произвольно. Проблема множественных проверок статистических гипотез - часть более общей проблемы "стыковки" (сопряжения, последовательного выполнения) статистических процедур. Дело в том, что каждая процедура может применяться лишь при некоторых условиях, а в результате применения предыдущих процедур эти условия могут нарушаться. Например, часто рекомендуют перед восстановлением зависимости (регрессионным анализом) разбить данные на однородные группы с помощью какого-либо алгоритма классификации, а затем строить зависимости для каждой из выделенных групп отдельно. Здесь идет речь о "стыковке" алгоритмов классификации и регрессии. Как вытекает из рассмотрений статьи [17], попадающие в одну однородную группу результаты наблюдений зависимы и их распределение не является нормальным (гауссовым), поскольку они лежат в ограниченной по некоторым направлениям области, причем границы зависят от всей совокупности результатов наблюдений. При этом при росте объема выборки зависимость уменьшается, но ненормальность остается. Распределение результатов наблюдений, попавших в одну группу, приближается не к нормальному, а к усеченному нормальному. Следовательно, алгоритмами регрессионного анализа, основанными на "нормальной теории", пользоваться некорректно. Целесообразно применять непараметрическую или робастную регрессию. Проблема "стыковки" статистических процедур обсуждается давно. По проблеме "стыковки" проведен ряд исследований, результаты некоторые из которых упомянуты выше, но сколько-нибудь окончательных результатов получено не было. По нашему мнению, на скорое решение проблемы "стыковки" рассчитывать нельзя. Возможно, она является столь же "вечной", как и проблема выбора между средним арифметическим и медианой как характеристиками "центра" выборки. В качестве примера обсудим одно интересное исследование по проблеме повторных проверок статистических гипотез - работу С.Г.Корнилова [18]. Как уже отмечалось, теоретическое исследование является весьма сложным, сколько-нибудь интересные результаты удается получить лишь для отдельных постановок. Поэтому вполне естественно, что С.Г. Корнилов применил метод статистического моделирования на ЭВМ. Однако нельзя забывать о проблеме качества псевдослучайных чисел. Достоинства и недостатки различных алгоритмов получения псевдослучайных чисел много лет обсуждаются в различных изданиях (см. главу 11 в [13]). В работе С.Г.Корнилова хорошо моделируется мышление статистика-прикладника. Видно, насколько мешает устаревшее представление о том, что для проверки гипотез необходимо задавать определенный уровень значимости. Особенно оно мешает, если в дальнейшем понадобятся дальнейшие проверки. Гораздо удобнее использовать "достигаемый уровень значимости", т.е. вероятность того, что статистика критерия покажет большее отклонение от нулевой гипотезы, чем то отклонение, что соответствует имеющимся экспериментальным данным. Если есть желание, можно сравнивать "достигаемый уровень значимости" с заданными значениями 0,05 или 0,01. Так, если "достигаемый уровень значимости" меньше 0,01, то нулевая гипотеза отвергается на уровне значимости 0,01, в противном случае - принимается. Следует рассчитывать "достигаемый уровень значимости" всегда, когда для этого есть вычислительные возможности. Переход к "достигаемому уровню значимости" может избавить прикладника от еще одной трудности, связанной с использованием непараметрических критериев. Дело в том, что их распределения, как правило, дискретны, поскольку эти критерии используют только ранги наблюдений. Поэтому обычно невозможно построить критерий с заданным номинальным уровнем значимости - реальный уровень значимости может принимать лишь конечное число значений, среди которых, как правило, нет ни 0,05, ни 0,01, ни других популярных номинальных значений. Невозможность построения критических областей критериев с заданными уровнями значимости затрудняет сравнение критериев по мощности, как это продемонстрировано в работе [19]. Есть формальный способ достичь заданного номинального уровня значимости - провести рандомизацию, т.е. при определенном (граничном) значении статистики критерия провести независимый случайный эксперимент, в котором одни исходы (с заданной суммарной вероятностью) приводят к принятию гипотезы, а остальные - к ее отклонению. Однако подобную процедуру рандомизации прикладнику трудно принять - как оправдать то, что одни и те же экспериментальные данные могут быть основанием как для принятия гипотезы, так и для ее отклонения? Вспоминается обложка журнала "Крокодил", на которой один хозяйственник говорит другому: "Бросим монетку. Упадет гербом - будем строить завод, а упадет решкой - нет". Описанная процедура рандомизации имеет практический смысл лишь при массовой рутинной проверке гипотез, например, при статистическом контроле больших выборок изделий или деталей. При использовании все еще распространенных критерия Стьюдента и других параметрических статистических критериев - свои проблемы. Такие критерии построены исходя из предположения о том, что функции распределения результатов наблюдений входят в определенные параметрические семейства небольшой размерности. Наиболее распространена гипотеза нормальности распределения. Однако давно известно, что подавляющее большинство реальных распределений результатов измерений не являются нормальными. Об этом говорится, например, в классической для инженеров и организаторов производства монографии проф. В.В. Налимова [20]. Ряд недавно полученных конкретных экспериментальных фактов и теоретических соображений, подтверждающих точку зрения В.В. Налимова, рассмотрен в главе 2.1. Как же быть? Проверять нормальность распределения своих данных? Но это дело непростое, можно допустить те или иные ошибки, в частности, применяя критерии типа Колмогорова или типа омега-квадрат. Как уже говорилось (в главе 1.2), одна из наиболее распространенных ошибок состоит в том, что в статистики вместо неизвестных параметров подставляют их оценки, но при этом пользуются критическими значениями, рассчитанными для случая, когда параметры полностью известны. Кроме того, для сколько-нибудь надежной проверки нормальности нужны тысячи наблюдений (см. подраздел 2.3.2). Поэтому в подавляющем большинстве реальных задач нет оснований принимать гипотезу нормальности. В лучшем случае можно говорить о том, что распределение результатов наблюдений мало отличается от нормального. Как влияют отклонения от нормальности на свойства статистических процедур? Для разных процедур - разный ответ. Если речь идет об отбраковке выбросов - влияние отклонений от нормальности настолько велико, что делает процедуру отбраковки с практической точки зрения эвристической, а не научно обоснованной (см. главу 4). Если же речь идет о проверке однородности двух выборок с помощью критерия Стьюдента (при априорном предположении о равенстве дисперсий) или Крамера-Уэлча (при отсутствии такого предположения), то при росте объемов выборок влияние отклонений от нормальности убывает, как это подробно показано в главе 3.1. Это вытекает из Центральной Предельной Теоремы. Правда, при этом оказывается, что процентные точки распределения Стьюдента не приносят реальной пользы, достаточно использовать процентные точки предельного нормального распределения. Весьма важна обсуждаемая, в частности, в работе [18] постоянно встающая перед исследователем проблема выбора того или иного статистического критерия для решения конкретной прикладной задачи. Например, как проверять однородность двух независимых выборок числовых результатов наблюдений? Известны параметрические критерии: Стьюдента, Лорда; непараметрические: Крамера-Уэлча, Вилкоксона, Ван-дер-Вардена, Сэвиджа, Мартынова, Смирнова, типа омега-квадрат (Лемана - Розенблатта) и многие другие (см., например, главу 3.1 и справочник [6]). Какой из них выбрать для конкретных расчетов? Некоторые авторы предлагают формировать технологию принятия статистического решения, согласно которой решающее правило формируется на основе комбинации нескольких критериев. Например, технология может предусматривать проведение "голосования": если из 5 критериев большинство "высказывается" за отклонение гипотезы, то итоговое решение - отвергнуть ее, в противном случае - принять. Однако в таком подходе нет ничего принципиально нового, просто к уже имеющимся критериям добавляются их комбинации - очередные варианты критериев, тем или иным образом выделяющие критические области в пространствах возможных значений результатов измерений, т.е. попросту увеличивается число рассматриваемых критериев. Итак, имеется некоторая совокупность критериев. У каждого - свой набор значений уровней значимости и мощностей на возможных альтернативах. Математическая статистика демонстрирует в этой ситуации виртуозную математическую технику для анализа частных случаев и полную беспомощность при выдаче практических рекомендаций. Так, оказывается, что практически каждый из известных критериев является оптимальным в том или ином смысле для какого-то набора нулевых гипотез и альтернатив. Математики изучают асимптотическую эффективность в разных смыслах - по Питмену, по Бахадуру и т.д., но - для узкого класса альтернативных гипотез, обычно для альтернативы сдвига. При попытке переноса асимптотических результатов на конечные объемы выборок возникают новые нерешенные проблемы, связанные, в частности, с численным оцениванием скорости сходимости (см. подраздел 1.4.7). В целом эта область математической статистики может активно развиваться еще многие десятилетия, выдавая "на гора" превосходные теоремы (которые могут послужить основанием для защит кандидатских и докторских диссертаций, выборов в академики РАН и т.д.), но не давая ничего практике. Хорошо бы, чтобы этот пессимистический прогноз не вполне оправдался! С точки зрения прикладной статистики необходимо изучать проблему выбора критерия проверки однородности двух независимых выборок. Такое изучение было проведено, в том числе методом статистических испытаний, и в результате был получен вывод о том, что наиболее целесообразно применять критерий Лемана - Розенблатта типа омега-квадрат (см. главу 3.1). В литературе по прикладным статистическим методам, как справедливо замечает С.Г. Корнилов в работе [1], имеется масса ошибочных рекомендаций. Чего стоят хотя бы принципиально неверные государственные стандарты СССР по статистическим методам, а также соответствующие им стандарты СЭВ и ИСО, т.е. Международной организации по стандартизации (о них см. главу 13 учебника [13], а также статью [21]). Особо выделяются своим количеством ошибочные рекомендации по применению критерия типа Колмогорова для проверки нормальности. Ошибки есть и в научных статьях, и в нормативных документах (государственных стандартах), и в методических разработках, и даже в вузовских учебниках. К сожалению, нет способа оградить инженера и научного работника, экономиста и менеджера, нуждающихся в применении статистических методов, от литературных источников и нормативно-технических и инструктивно-методических документов с ошибками, неточностями и погрешностями. Единственный способ - либо постоянно поддерживать профессиональные контакты с квалифицированными специалистами по прикладной статистике, либо самому стать таким специалистом. Как оценить достигаемый уровень значимости конкретного критерия, предусматривающего повторные проверки? Сразу ясно, что в большинстве случаев никакая современная теория математической статистики не поможет. Остается использовать современные компьютеры. Методика статистического моделирования может стать ежедневным рабочим инструментом специалиста, занимающегося применением методов анализа данных. Для этого она должна быть реализована в виде соответствующей диалоговой программной системы. Современные персональные компьютеры позволяют проводить статистическое моделирование весьма быстро (за доли секунд). Можно использовать различные модификации бутстрепа - одного из вариантов применения статистического моделирования (см. [13]). Проведенное обсуждение показывает, как много нерешенных проблем стоит перед специалистом, занимающимся, казалось бы, рутинным применением стандартных статистических процедур. Прикладная статистика - молодая наука, ее основные проблемы, по нашему мнению, еще не до конца решены. Много работы как в сравнительно новых областях, например, в анализе нечисловых и интервальных данных, так и в классических.
|
||