STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Vojtěch Spiwok Ústav biochemie a mikrobiologie VŠCHT Praha http://web.vscht.cz/spiwok/statistika Srpen 2015 2 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Předmluva Tento text má sloužit pro účastnice a účastníky kurzu Statistické analýzy dat. Kurz se sestává z přednášek a ze cvičení v programu R. I když tento text obsahuje řadu pokusů o vysvětlení, rozhodně nemá ambici nahrazovat přednášky. Místo toho má být návodem pro cvičení v programu R, který obsahuje všechny důležité statistické funkce a navíc řadu funkcí pro zpracování čistě biologických dat. Funkce programu R a jiné parametry jsou v textu zobrazeny neproporcionálním písmem, např. plot. Čtenář si může tyto příkazy zkopírovat a vložit je do prostředí R a tak si může jednotlivé funkce vyzkoušet. Je nutné mít na paměti, že řada funkcí R využívá náhodná čísla. Výsledky vámi provedených funkcí se tak mohou kvantitativně lišit od výsledků v textu; výsledné sdělení by ale mělo být stejné. Některá funkce v programu R mohou být trochu jako „černé skříňky". Například směrodatnou odchylku souboru x je možné vypočítat „ručně" jako součet druhých mocnin odchylek, který následně vydělíme počtem hodnot mínus jedna a nakonec odmocníme. V programu R na to můžeme použít příkaz s d (x) .Z didaktických důvodů jsem se u vybraných funkcí pokusil nabídnout kromě funkce v R i „ruční" postup. Týká se to například t-testu, metody ANOVA nebo analýzy hlavních komponent. Text je doplněn o řadu obrázků, které byly vytvořeny v programu R pomocí funkce png s defaultním nastavením rozlišení. V důsledku toho je rozlišení obrázků poněkud malé. Domnívám se, že to není na škodu ze dvou důvodů: za prvé není pdf soubor tohoto učebního textu příliš velký a za druhé má čtenář možnost si většinu obrázků sám vygenerovat. Další informace o programu R může čtenář nalézt na stránce www. r-project.org. Dalším cenným zdrojem je kniha An Introduction to R (autoři Venables, Smith a R Core Team), která je k dispozici jak v tištěné verzi, tak zdarma online (https://cran.r-project.org/ 3 manuals.html). Existuje řada dalších knih věnovaných programu R nebo jeho speciálním aplikací a mnohé z nich je možné získat v elektronické verzi nebo půjčit v knihovně NTK a VŠCHT. V českém jazyce je programu R věnována dvojice knih Moderní analýza biologických dat. 1. Zobecněné lineární modely v prostředí R & Moderní analýza biologických dat. 2. Lineární modely s korelacemi v prostředí R autorů Pekára a Brabce, která vyšla v nakladatelství Scientia. 4 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Obsah 1 Základy R 7 2 Vstup a výstup do souborů 21 3 Grafy 25 4 Základy práce s daty 35 5 Náhodná čísla v R a jejich rozdělení 41 6 Popisná statistika 45 7 Základní statistiky souboru 47 8 Interval spolehlivosti 51 9 p-Hodnota 53 10 t-Test 55 11 Neparametrické testy 63 12 Mnohonásobné porovnání 67 13 Analysa rozptylu 69 14 Korekce p-hodnot 79 15 Grafická representace statistických testů v biologických vědách 85 5 OBSAH_ 16 Popisná vícerozměrná statistika 87 17 Lineární regrese 89 18 Nelineární regrese 95 19 Analysa hlavních komponent 103 20 Shluková analysa 109 21 Vybrané funkce v R 117 6 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 1 Základy R Program R vznikl kolem roku 1996 jako projekt odštěpený od programu S. Na rozdíl od svého předchůdce je ,,R-ko" dostupné zdarma na adrese http://www.r-project.org v rámci licence General Public License (GPL). Tento fakt má dva pozitivní důsledky. Zaprvé to jsou nulové pořizovací náklady. Zadruhé, díky jeho otevřenosti je možné do programu přidávat různé balíčky. Proto se stal oblíbený v komunitě zaměřené na bioinformatiku, hlavně na zpracování dat z microarray experimentů, proteomiky a dalších -omik. Kromě toho se uplatňuje v dalších oborech a samozřejmě ve statistice a matematice. V základní verzi obsahuje nástroje pro statistické testy, lineární a nelineární regresi, klastrovou analýzu nebo analysu hlavních komponent. Silnou stránkou programu je tvorba grafů. Ty je možné uložit v různých vektorových a bitmapových grafických formátech s volitelným rozlišením. R rovněž obsahuje základní programovacích prvků (cykly, příkazy f or, while, i f atd.) Pro speciální použití je možné si celkem jednoduše a zdarma stáhnout různé balíčky, jako je například Bioconductor (http://www.bioconductor.org) pro zpracování microarray a podobných experimentů. Balíčky jsou dostupné na serveru CRAN (The Comprehensive R Archive Network, http://cran.r-project.org). Určitou nevýhodou programu je fakt, že je program ovládán pomocí příkazů a nikoliv klikáním v menu. Není tedy uživatelsky přívětivý jako různé „kilací" programy. To ale může být i výhodou, neboť to nutí uživatele přemýšlet o tom co dělá, zatímco v klikacím statistickém programu se člověk může bezhlavě „doklikat" k naprosto špatnému výsledku. Uživatelé operačního systému MS Windows si mohou program stáhnou na výše zmíněných stránkách (http://www.r-project.org) a nainstalovat obvyklým způsobem. Program 7 KAPITOLA 1. ZÁKLADY R spouštíme pomocí ikony v nabídce „Start" nebo na ploše. Tím se spustí jednoduché uživatelské prostředí s příkazovou řádkou. Uživatelé Linuxu mají tento program často nainstalován s vlastním operačním systémem. Pokud tomu tak není, mohou si jej stáhnout a nainstalovat dle instrukcí na stránkách. V Linuxu spouštíme program příkazem R. Na rozdíl od Windows se pouze změní podoba příkazové řádky. Případně je možné i pro Linux nalézt různá grafická prostředí pro R. Pokud někdo nemá zkušenosti s Linuxem a nerozumí předchozím dvěma větám, nechf je laskavě ignoruje. Pokud jste nastartovali R, pak můžeme vyzkoušet první funkci. Do prostoru pro příkazy (za zobáček >) napište: > q() Pokud zmáčknete Enter, pak se vás program zeptá, jestli chcete uložit pracovní profil („Save workspace image?"). K významu tohoto dotazu se vrátíme později, teď zvolte odpověď ,,Ne". Pokud tak učiníte, program se vypne a grafické prostředí zavře. Funkce q () totiž vypíná program R. Jejím synonymem je quit () . Závorka se uvádí proto, že se jedná o funkci a R používá zápis, který známe z matematicky, např. f(x), sin(x) a podobně. Protože na vypínání programu není nic sofistikovaného, je možné nechat závorku prázdnou, tedy bez argumentů. Pokud bychom si chtěli ukázat použití funkce s argumentem, můžeme si uvést příklad: > q("n") nebo > q(save="n") Program se vypne úplně stejně jako v případě pouhého q (), akorát s tím rozdílem, že se neptá na ukládání profilu. Volba " n " (jako No) znamená že nechceme uložit pracovní profil. K příkazům, které jsme již použili, se v prostředí R můžeme dostat pomocí šipek nahoru a dolu. Většina funkcí v R má více argumentů, z nichž některé jsou hlavní a některé vedlejší. Například funkce plot nakreslí graf složený z bodů v prostoru os x a y. Hlavními argumenty jsou tedy série hodnot, jedna pro x a druhá pro y. Nejprve si vytvoříme hodnoty x a y (bude vysvětleno později): > a <- 1:10 > b <- sin (a) Pokud napíšeme: > plot (a, b) 8 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R pak bude program podle pořadí vědět, že hodnoty x jsou v sérii a a hodnoty y jsou v sérii b. Příkladem vedlejšího argumentu může být argument main, který grafu přidá hlavní titulek. Například: > plot (a, b, main="Graf") nakreslí stejný graf s titulkem „Graf". Příkaz: > plot (a, b, "Graf") nefunguje, nebof main="Graf " je vedlejší argument a program neví, že zrovna argument main má hodnotu „Graf". Naopak příkaz: > plot(x=a, y=b, main="Graf") funguje normálně. Výklad funkcí začneme nápovědou. Tu získáme příkazem help (), kde parametrem je název funkce. Samotné help () (totožné s help (help)) ukáže jak používat funkci help. Pokud používáte Windows, tak získáte nápovědu v internetovém prohlížeči. Pokud používáte Linux, pak se nápověda zobrazí přímo v okně. Stejný výsledek dostanete, když napíšeme otazník a za ním bez mezery název funkce, tedy ?plot je totožné s help (plot) . Pokud nevíte jak se funkce nazývá, je možné použít: > apropos("svd") nebo > help.search("svd") která nám najde funkce, jenž obsahují v názvu nebo textu nápovědy řetězec „svd". Důležitou funkcí je funkce example, která ukáže příklady použití dané funkce. Podobnou funkcí je demo, která je ale dostupná jen pro vybrané kategorie. Zkuste: > example(image) > demo(graphics) Jednotlivé obrázky je možné procházet pomocí klávesy Enter. Po nápovědě se můžeme podívat na aritmetické operace. Pokud napíšeme: > 1+1 [1] 2 program vypočte, že 1 + 1 = 2. Význam závorky [ 1 ] souvisí s prací s vektory. Pokud by se jednalo o dlouhý vektor, který se nevejde na jeden řádek, pak může uživatel pomocí čísílek v závorce snadno zjistit z kolika prvků se vektor skládá. Pro odečítání se používá mínus (pomlčka), pro násobení hvězdička a pro dělení lomítko: 9 KAPITOLA 1. ZÁKLADY R > 2-1 [1] 1 > 3*3 [1] 9 > 6/3 [1] 2 Pokud napíšeme: > 5/2 [1] 2.5 tak získáme hodnotu 2,5, což asi není velké překvapení. Tento příklad uvádím proto, že některé programy a programovací jazyky vyžadují více nebo méně striktní odlišování celých a reálných čísel. Pokud provedeme něco podobného v programovacím jazyce Python, dostaneme výsledek: »> 5/2 2 Pro správný výsledek musíme napsat: »> 5.0/2.0 2.5 Program R rozpoznává typ čísel se všemi s tímto spojenými výhodami a nevýhodami. R-ko samozřejmě používá desetinou tečku, nikoliv čárku, která je českou záležitostí. Kromě sčítání, odčítaní, násobení a dělení si můžeme uvést například mocniny ~, mo-dulo %% (zbytek po dělení) a dělení beze zbytku %/%. > 3~3 [1] 27 > 5%%2 [1] 1 > 5%/%2 [1] 2 Pokud zmáčkneme Enter předčasně, program to rozpozná a čeká na dokončení příkazu: > i + + + i [1] 2 Místo zobáčku se na příkazové řádce objeví znamínko plus. To můžeme využít pokud je nějaká funkce se všemi argumenty moc dlouhá a je vhodné pro přehlednost ji rozdělit na více řádků. Mezery navíc jsou ignorovány: 10 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > 1 + 1 [1] 2 > 1 + 1 [1] 2 > 1 + 1 [1] 2 R dále obsahuje konstantu p i a základní matematické funkce: > pi [1] 3.141593 > cos (pi) [1] -1 > sin (pi) [1] 1.224606e-16 > exp (1) [1] 2.718282 > abs (-4) [1] 4 Přirozený logaritmus získáme funkcí log (), dekadický získáme funkcí log 10 () a dvojkový funkcí log2 () : > log (exp(2)) [1] 2 > loglO(1000) [1] 3 > log2 (8) [1] 3 Program umožňuje práci i s komplexními čísly, pokud to někoho v biologických vědách zajímá: > 2i [1] 0+2i > 2i*2i [1] -4+0i Proměnou můžeme vytvořit a číslo k ní přiřadit následujícími způsoby: > x <- 20 > x [1] 20 > y <- 10 > y 11 KAPITOLA 1. ZÁKLADY R [1] 10 > x+y [1] 30 Kromě číselných hodnot mohou hodnotu funkcí nabývat logické hodnoty TRUE a FALSE, nebo hodnoty řetězce znaků: > x<-FALSE > x [1] FALSE > y<-"nazev" > y [1] "nazev" Tvar <- představuje jakousi šipku. Podobně funguje obyčejné rovnítko: > x = 20 > y = 10 > x+y [1] 30 ale my jej nebudeme raději používat pro přiřazování hodnot, pouze v argumentech funkcí. Programátoři znají výrazy typu „x = x + 1": > x <- 10 > x <- x + 1 > x [1] 11 tedy že se hodnota x se tímto výrazem zvýší o jednu. Ohledně názvů proměnných je potřeba mít na paměti, že program rozlišuje velká a malá písmena: > a<-l > A<-2 > a [1] 1 > A [1] 2 > a+A [1] 3 Proměnné není vhodné pojmenovávat „data", nebof R obsahuje vzorová data (zkuste příkazy help (data) nebo data ()). Osobně pokud chci, aby název proměnné obsahoval „data", pak volím názvy jako „indata", „mydata", „mojedata" a podobně. Dále není vhodné používat v názvech proměnných podtržítko. 12 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Silnou stránkou R jsou operace s vektory. Zde se pojmem vektor myslí série několika čísel s daným pořadím. Počet nemusí být 2 nebo 3 pro dvou- nebo trojrozměrný prostor, ale mohou být vyšší, například odpovídat počtu měření. Vektor můžeme vytvořit příkazem: > x <- c (1, 3, 2) > x [1] 13 2 často můžeme potřebovat vektor tvořený aritmetickou řadou, který získáme: > x <- 1:10 > x [1] 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Výraz 10:1 vytvoří vektor s opačným pořadím prvků. K jednotlivým pozicím můžeme přistupovat pomocí hranatých závorek: > x <- c (1, 5, 2, 3, 4, 7) > x [1] 15 2 3 4 7 > x[l] [1] 1 > x[2] [1] 5 > x[3:6] [1] 2 3 4 7 > x[c(l,3) ] [1] 1 2 Mezi další možnosti jak vytvořit různé uspořádané vektory patří následující funkce: > seq(from=6, to=21, by=2) [1] 6 8 10 12 14 16 18 20 > rep((l:4), times=2) [1] 12341234 > rep((l:4), each=2) [1] 11223344 S vektory je možné provádět různé operace jako násobení, dělení, přičítání a odečítání čísel atd: > x<-l:5 > x [1] 1 2 3 4 5 13 KAPITOLA 1. ZÁKLADY R > x*2 . 5 [1] 2.5 5.0 7.5 10.0 12.5 > x/2 . 5 [1] 0.4 0.8 1.2 1.6 2.0 > x+2.5 [1] 3.5 4.5 5.5 6.5 7.5 > x-2.5 [1] -1.5 -0.5 0.5 1.5 2.5 Vektory se stejným počtem prvků můžeme samozřejmě sčítat a odečítat obvyklým způsobem: > x<-c(1,3, 2) > y<-4:6 > x+y [1] 5 8 8 Pokud vynásobíme dva vektory pomocí klasické hvězdičky, program vynásobí první číslo prvního vektoru prvním číslem druhého vektoru, druhé číslo prvního vektoru druhým číslem druhého vektoru a tak dále: > x<-l:4 > y<-c(7,2,3, 1) > x*y [1] 7 4 9 4 Pokud byste chtěli udělat skalární součin, pak je na to příkaz: > x%*%y [,1] [1,] 24 Výsledek je skalární součin v podobě matice s jedním sloupcem a řádkem (proto ta dekorace [, 1 ] a [ 1, ]). Podobně jako násobení funguje i dělení: > 1:4/1:4 [1] 1 1 1 1 nebo funkce: > x<-l:4 > exp(x) [1] 2.718282 7.389056 20.085537 54.598150 Program umí rovněž pracovat s maticemi. Matici můžeme získat tímto příkazem: 14 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > x<-matrix(1:12, ncol=3, byrow=TRUE) > x [,1] [,2] [,3] [1, ] 1 2 3 [2, ] 4 5 6 [3, ] 7 8 9 [4, ] 10 11 12 > x<-matrix(1:12, ncol=3, byrow=FALSE) > x [,1] [,2] [,3] [1,] 15 9 [2,] 2 6 10 [3,] 3 7 11 [4,] 4 8 12 nebo jako skalární součin vektoru a transponovaného vektoru: > 1 : 4 [1] 12 3 4 > t(l:4) [,1] [,2] [,3] [,4] [1, ] 1 2 3 4 > 1:4%*%t (1:4) [,1] [,2] [,3] [,4] [1, ] 1 2 3 4 [2,] 2 4 6 8 [3,] 3 6 9 12 [4, ] 4 8 12 16 kde t () je transpozice. Vektory je možné spojovat do jakýchsi matic buď horizontálně nebo vertikálně pomocí příkazů cbindarbind (pro collumn a row): > x<-l:4 > y<-c (3,2,6,5) > rbind(x, y) [,1] [,2] [,3] [,4] x 1 2 3 4 y 3 2 6 5 > cbind(x, y) x y [1, ] 13 [2, ] 2 2 15 KAPITOLA 1. ZÁKLADY R [3, ] 3 6 [4, ] 4 5 K jednotlivým políčkům, sloupcům a řádkům je možné přistupovat následujícím způsobem: > x<-l:4 > y<-c (3,2,6,5) > xy <- cbind(x, y) > xy x y [1, ] 13 [2, ] 2 2 [3, ] 3 6 [4, ] 4 5 > xy[l,] x y 1 3 > xy[l,l] [1] 1 > xy[l,2] [1] 3 > xy[,l] [1] 12 3 4 > xy[,2] [1] 3 2 6 5 Zvláštním a v případě statistického zpracování dat používaným objektem je data. f rame: > x<-c ("a","a","b","b") > y<-c(3,2,6,5) > mydata <- data.frame(x,y) > mydata x y 1 a 3 2 a 2 3 b 6 4 b 5 který umožňuje vytvořit jakousi matici z různých typů dat, například čísel a řetězců. K položkám se dostaneme tímto způsobem: > mydata[1] 16 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R x 1 a 2 a 3 b 4 b > mydata[2 ] y 1 3 2 2 3 6 4 5 > mydata$x [ 1 ] a a b b Levels: a b > mydata[1,1] [1] a Levels: a b > mydata[2,1] [1] a Levels: a b > mydata[2, ] x y 2 a 2 Tvar mydata$x je specifický pro objekt data. frame. Dále je nutné zmínit, že program dokáže měnit mezi typy vector, matrix, data . frame pomocí funkcí as . vector, as . matrix respektive as . data . frame. Program R umí pracovat s logickými funkcemi: > x<-TRUE > !x [1] FALSE > y<-FALSE > x I x [1] TRUE > x I y [1] TRUE > y I y [1] FALSE > y&y [1] FALSE 17 KAPITOLA 1. ZÁKLADY R > x&y [1] FALSE > x&x [1] TRUE kde & je konjunkce, | disjunkce a ! negace. Pro porovnávání můžeme použít: > 1<2 [1] TRUE > 1>2 [1] FALSE > 1==1 [1] TRUE > 1==2 [1] FALSE kde == je logické porovnávání. Jednoduchým příkladem cyklu v R může být: > for (i in 1:3) { + print(i) + } [1] 1 [1] 2 [1] 3 Kromě for umí R další programátorské konstrukce jako if, while, repeat, break, next, if else a switch. Funkce print () je dobrá do skriptů a programů, nebof při běžném používání programu R se k hodnotě i dostaneme jednoduše tak, že napíšeme i. V programu R je možné definovat vlastní funkce pomocí funkce function a return. Zde je příklad: > sinpluscos <- function(x) { + y<-sin(x)+cos(x) + return(y) + } > sin (1)+cos(1) [1] 1.381773 > sinpluscos (1) [1] 1.381773 V programu je možné použít znak # pro komentář. Vše co následuje za tímto znakem je ignorováno: 18 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > # ahoj > 1 + 1 # + 1 [1] 2 Balíčky je možné spravovat pomocí příkazů: > installed.packages() Package base "base" boot "boot" LibPath Version Priority Bundle "/usr/lib/R/library" "2.5.1" "base" NA "/usr/lib/R/library" "1.2-28" "recommended" NA waveslim NA wavethresh NA "2.5.0" "2.5.0" Nový balíček nainstalujeme pomocí: > install.packages("igraph") Program vám dá vybrat k jakému úložišti balíčku R se chcete připojit. Fungování této funkce závisí na připojení k Internetu a na vašich uživatelských právech. Pokud si balíček nainstalujete a pak jej chcete aktivovat, musíte napsat: > library(igraph) Hned v první ukázce, konkrétně v případě vypínací funkce q () Jsme zamlčeli význam otázky „Save workspace image?". Pokud během práce v R vytvoříme nějakou proměnnou, pak si bude program pamatovat její hodnotu, alespoň pokud ji nezměníme do konce naší R-kové seance. Pokud při vypínání programu R odpovíte na otázku „Save workspace image?" kladně, pak si ji program bude pamatovat i v další seanci. To může mít výhody i nevýhody. Mezi nevýhody patří fakt, že si můžeme zaplevelovat proměnné. Naštěstí máme nástroje pro „úklid" pracovního profilu programu. Například pomocí funkce ls se dostaneme k seznamu proměnných v profilu: > ls() [1] "X" Určitou proměnnou je možné smazat pomocí funkce rm. Program rovněž obsahuje spoustu vzorových dat, od farmakokinetiky indomethacinu po počty přeživších na Titaniku podle kategorie cestujících (posádka/třetí/druhá/první třída, muži/ženy). Pro seznam zkuste funkci data (). 19 KAPITOLA 1. ZÁKLADY R 20 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 2 Vstup a výstup do souborů Program R samozřejmě dokáže číst data ze souborů a do souborů data zapisovat. Pokud máme data uložené v textovém souboru moje dat a . txt (ve Windows vytvořeném například programem Notepad), který má tento obsah: 12 3 2 3 4 pak jej můžeme načíst funkcí read .table: > mojedata<-read.table(file="mojedata.txt", header=FALSE) > mojedata VI V2 V3 112 3 2 2 3 4 > mojedata [1,] VI V2 V3 112 3 > mojedata$Vl [1] 1 2 > mojedata$V2 [1] 2 3 argument header=FALSE znamená, že první řádek neobsahuje názvy sloupců, ale rovnou data. Pokud bychom chtěli vyzkoušet volbu header=TRUE, pak by soubor mo jedata2 . txt musel vypadat asi takto: al a2 a3 12 3 2 3 4 a jeho načtení by mohlo vypadat takto: 21 KAPITOLA 2. VSTUP A VÝSTUP DO SOUBORŮ > mojedata<-read.table(file="mojedata2.txt", header=TRUE) > mojedata al a2 a3 112 3 2 2 3 4 > mojedata$a2 [1] 2 3 V obou případech platí, že jsou jednotlivé položky oddělené mezerou nebo libovolným počtem mezer. Oddělovač je možné změnit argumentem sep. Pokud chceme načíst data oddělená tabulátorem, pak pro tento znak použijeme volbu sep="\t". Kromě header a sep jsou dalšími užitečnými argumenty dec, kterým umožňuje načíst „česká" data oddělená desetinou čárkou. Pokud se popisek sloupečku skládá z více slov, pak je nutné jej dát do uvozovek, aby si je program při načítání správně spojil. Kromě základní funkce read. table existují odvozené funkce read. c s v, read. csv2, read. de lim, read. delim2, read. f wf a read. f table. Alternativně je možné načíst data přímo ze schránky, z Excelového souboru, různých databasí (MySQL, SQLite, Oracle, Microsoft SQL Server a jiné) nebo formátu XML. R-ko obsahuje i balíčky pro načítání obrázků a jejich analysu. Pro výstup do souboru je možné využít funkci write .table. Tu si můžeme ukázat tak, když si jeden z předchozích souborů načteme a pak jej uložíme do souboru mojedata3.txt: > mojedata<-read.table(file="mojedata2.txt", header=TRUE) > mojedata al a2 a3 112 3 2 2 3 4 > write.table(mojedata, file="mojedata3.txt") Soubormojedata3.txt vypadá takto: "al" "a2" "a3" "1" 1 2 3 "2" 2 3 4 Funkci write, t able můžeme ovládat pomocí podobných argumentů jako funkci read. table. Pokud se vám nedaří funkce čtení a zápisu zprovoznit, pak může být problém ve špatném adresáři kde program hledá soubory. V prostředí Linuxu funkce read .table 22 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R hledá a funkce write .table zapisuje soubory do adresáře z nějž byl program spuštěn. Samozřejmě je možné položit argument file rovný relativní nebo absolutní cestě k souboru. V instalacích programu R v počítačových učebnách VŠCHT ukládá a hledá soubory v adresáři „Documents". I zde je možné zadat absolutní i relativní cestu, případně je možné zjistit adresář pro čtení a zápis pomocí funkce getwd a změnit pomocí setwd. 23 KAPITOLA 2. VSTUP A VÝSTUP DO SOUBORŮ 24 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 3 Grafy Základní funkcí pro tvorbu grafů v R je plot. Pokud vytvoříme dva vektory o stejném počtu prvků, pak můžeme zobrazit závislost veličin uložených v obou vektorech: > x<-l:1000/100 > y<-sin(x) > plot(x,y) 0 2 4 6 8 10 X Obr. 3.1 Funkce plot Místo dvou vektorů je možné použít jako argument jen jeden (plot (y)). Pak bude na horizontální ose pořadí ve vektoru y. Pokud chceme místo puntíků zobrazit spojnice, použijeme argument type=" 1": > plot( x, y, type="l") Celkem existuje několik typů grafů typu plot: "p" pro body (points), "1" pro linie, "b", "c" a "o" pro různé kombinaci obou, "h" pro histogramový styl a "s" spolu 25 KAPITOLA 3. GRAFY s "S" pro různé „schody". Dále existuje volba type="n", kdy jsou vykresleny pouze osy bez vlastního grafu. Pozorného čtenáře hned napadne otázka k čemu je to dobré. Ve většině případů chceme v grafech zobrazit ne jednu, ale několik veličin v závislosti na jedné nezávislé proměnné. Potom použijeme funkce point s nebo lineš. Nejdříve vytvoříme pomocí funkce plot graf s první závislostí. Okno s grafem nezavíráme. Pak do tohoto grafu můžeme přidat pomocí lineš nebo point s další závislosti: > plot(x,y, type="l") > lineš(x,cos(x)) > points(x,0.5*cos (x)) 0 2 4 6 8 10 Obr. 3.3 Funkce plot, points a lineš X Vycházet můžeme i z prázdného grafu vytvořeného právě s volbou t y p e=" n ". Funkce plot nabízí argumenty main, sub, xlab, ylab a asp. První čtyři funkce představují horní a dolní titulek a názvy os x a y. Argument asp řídí poměr stran grafu: 26 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > plot ( x, y, main="parametr main", sub="parametr sub", + xlab="parametr xlab", ylab="parametr ylab", asp=l) parametr main t - parametr xlab parametr sub Obr. 3.4 Funkce plot s různými názvy U bodů (point s) můžeme použít argument pch, který mění tvar bodu (vyzkoušejte různé hodnoty od 0 do 25). Argumenty colabg mění barvu bodů. V případě vyplněného kolečka (pch=21) je barva každé kružnice daná argumentem col a výplň argumentem bg. Argument cex mění velikost bodů a lwd mění šířku čáry kružnice: > x<-l:10 > plot (x, sin(x), pch=21, col="red", bg="blue", cex=2, lwd=2) o o 10 Obr. 3.5 Funkce plot s nastavením typů bodů a barev Parametr col a lwd se používají i u funkce lineš. 27 KAPITOLA 3. GRAFY Rozsah os můžeme ovlivnit parametry x lim a x lim (např. plot(l:10, xlim=c(0, 100) , ylim=c (-20, 20) )). Funkce plot může mít speciální význam společně s různými objekty, jako jsou histogramy, výsledky klastrové analysy, analysy hlavních komponent a další. Na začátek si můžeme ukázat použití funkce plot pro objekt data . f rame: > x<-c(1,2,3, 1,2,1) > y<-l:6 > z<-6:l > xyz<-data.frame(x,y,z) > plot(xyz) Obr. 3.6 Funkce plot spolu s objektem data.frame 1 2 3 4 5 6 1 1 A 1 1 1 1.0 2.0 3.0 i—i—i—i—i—r 12 3 4 5 6 která zobrazí závislosti jednotlivých veličin na sobě. Jiná použití si ukážeme v dalších kapitolách. Zajímávaje i funkce text, která umístí text do různých bodů v prostoru: > x<-l:4*2 > y<-sin(x) > pointnames<-c("prvni", "druhy" > plot(x,y) > text (x, y, labels=pointnames) ''treti' ''ctvrty ") Pomocí argumentů této funkce můžeme ovlivnit font, barvu a jak bude bod posunut vůči vlastním polohám bodů (nad, pod, vpravo, vlevo). R umí tvořit koláčové grafy: 28 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R ctvffl rani treti druhy 1 1 1 1 2 3 4 5 1 1 1 6 7 8 Obr. 3.7 Funkce text > x<-c(1,1,2,3,2) > nam<-c("první" , "druhý" , "třetí","čtvrtý" , "pátý") > pie (x, labels=nam) Sloupcový graf vytvoříme pomocí funkce barplot. Pokud chceme vytvářet sloupcový graf s chybovými úsečkami, pak je nutné použít například funkci bargraph . Cl z balíčku sciplot. Stejný balíček obsahuje i funkci lineplot. Cl pro liniový graf s chybovými úsečkami. Další balíček, který umožňuje zobrazit chybové úsečky, a kromě toho řadu hezkých grafických vizualizací, je ggplot2. Dále v R-ku můžeme tvořit histogramy: > x<- (-1000:1000)/10 > y<-exp(-x*x/200) > hist(y,br=20) Speciálním typem grafu je krabicový graf (boxplot): > x<-c (1.2,2.2,1.3,4.4,3.0,2.2,2.5,2.6) 29 KAPITOLA 3. GRAFY Histogram of y o o ,_, in ~~| o - g - T T 0.0 0.2 Obr. 3.9 Funkce hist 0.4 0.6 y 0.8 1.0 > y<-c( 3.3,2.3,1.8,5. 5,7.7,7. 3,1.9,4. 7) > boxplot(x, y) ■q- Obr. 3.10 Funkce boxplot Význam jednotlivých části tohoto grafu si vysvětlíme v kapitole věnované popisné statistice. Bez dalšího vysvětlování si ukážeme funkce image, contour a persp: > x<- -20:20 > y<- -20:20 > mat<-matrix(0,ncol=41,nrow=41) > for (i in 0:40) { + for (j in 0:40) { + mat [i, j]=exp (- (x [i] *x [i] +y [ j ] *y [ j ] ) /50 ) + } 30 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R + } > image(x, y, mat, col=heat.colors (10O)) > contour(x, y, mat, levels=seq(0, 1, by=0.1), add=TRUE) > persp(x, y, mat, col="red", + theta=30, phi=30, shade=0.75, ltheta=100) -20 -10 0 10 20 X Obr. 3.11 Funkce image a contour Obr. 3.12 Funkce persp Ještě hezčí obrázky získáte s použitím balíčku lattice: > library(lattice) > wireframe(mat, shade=TRUE,light.source = c(10,0,10)) U grafů je možné měnit nastavení os pomocí funkce axis. Spoustu parametrů grafů je možné měnit pomocí funkce par. Pokud pomocí funkce par nastavíme nějaký parametr, tak všechny grafy, které od té doby vytvoříme budou mít takto pozměněný parametr. Jako nejužitečnější příklad si uveďme nastavení více grafů na jednom listu: > par(mfrow=c(2 , 2 ) ) > x<-l:100/10 31 KAPITOLA 3. GRAFY Obr. 3.13 Funkce wireframe knihovny lattice > plot (x, sin(x)) > plot(x, cos (x)) > plot(x, tan(x)) > plot(x, atan(x)) 02468 02468 Obr. 3.14 Funkce par x x V popisu funkce plot bylo zmíněno, že je možné využívat různé barvy. R má velmi rozsáhlou paletu barev, které získáte funkcí colors]indexcolors. V mé instalaci se jednalo o 655 barev. Funkci barplot můžeme použít jak s jednou barvou sloupců: > barplot (1:6, col = "sienna") tak i s barvami specifikovanými pro jednotlivé sloupce: > barplot (1:6, col=c("sienna", "steelblue", "olivedrab", + "navy", "whitesmoke", "whitesmoke")) Pokud je vektor barev menší než počet sloupků, pak se barvy opakují: 32 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Obr. 3.15 Použití barev IIDUUUUU Obr. 3.16 Použití barev > barplot(l:6, col=c("sienna", "steelblue")) Různé odstíny šedi je možné generovat pomocí funkce gray s argumentem v rozmezí 0-1: > x<-0:5/5 > gray(x) [1] "#000000" "#333333" "#666666" "#999999" "#CCCCCC" "#FFFFFF" > barplot(l:6, col=gray(x)) kde je výsledkem hexadecimální kód pro složky červené, zelené a modré. Například označení #B2B2B2 značí, že intenzita červené je B2, tedy 11x16+2=178 z 256, tedy necelých 70 %. Stejná intenzita je i pro zelenou a modrou. Barvy v prostoru RGB je možné možné definovat i pomocí funkce rgb: > rgb(1,1, x) [1] "#FFFF00" "#FFFF33" "#FFFF 66" "#FFFF 99" "#FFFFCC" "#FFFFFF" > barplot(l:6, col=rgb(1,1,x)) Atraktivní jsou rovněž palety barev rainbow, heat, colors, terrain . colors, topo.colors a cm .colors. Pokud vytvoříme nějaký graf na obrazovce počítače a jsme s ním spokojeni, pak je dobrý nápad si jej uložit do počítače ve vhodném grafickém formátu. Program R Obr. 3.17 Použití barev gray a rgb 33 KAPITOLA 3. GRAFY umožňuje ukládat obrázky v bitmapových formátech png a jpeg a ve vektorových formátech pdf, svg aps. Pokud chceme obrázek uložit například ve formátu png, pak použijeme funkci png s argumentem, kterým je název souboru. Poté zopakujeme příkaz pro tvorbu grafu. V tomto případě se nám nezobrazí žádný obrázek, neboí se místo na obrazovku zapisuje do souboru. Nakonec vypneme zapisování do souboru pomocí funkce de v. o f f () : > png ( "plot.png" ) > barplot (1:6) > dev.off() null device 1 Velikost obrázků a rozlišení je možné ovlivnit pomocí argumentů width, height, res a pointsize. Místo na disku kam se soubor zapíše se řídí podobnými pravidly jako vstup a výstup do souborů. Můžeme produkovat více obrázků zásobou. Pokud zadáme jako název souboru například plot % 0 3d. png a funkci plot nebo podobnou použijeme několikrát, pak se v každém kroku uloží obrázek plotOOl.png, plot002.png a tak dále. To se může hodit pokud chcete udělat sérii obrázků, tu rozpohybovat jako animaci a dát třeba Youtube. Kromě výše zmíněných typů grafů umí R-ko i různá exotická zobrazení. Zájemce najde ukázky například na http://gallery.r-enthusiasts.com/. Ke každé ukázce je zpravidla dostupný i kód. Program umí zobrazovat například trojúhelníkové diagramy. Data je možné zobrazit na různých geografických mapách pomocí balíčků map s a maptools. V R-ku je možné vytvářet i populární visualizace Word Cloud. Genomická data je možné získat balíčkem Genome Graphs nebo ggbio. Pro analysu sítí a grafů (ve významu matematické teorie grafů) je možné použít balíčky SNA a igraph. Cílem této kapitoly bylo ukázat jak všestranný a silný nástroj pro přípravu grafů je program R. Letmý pohled do prestižních vědeckých časopisů ukazuje, že se popularita tohoto programu rozšiřuje a že výrazně ovlivňuje visuální a estetickou stránku presentace vědeckých dat. 34 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 4 Základy práce s daty V této kapitole si ukážeme jak využít program R pro základní analýzu dat. Jako datový soubor si zvolíme žebříček 500 nejbohatších lidí v roce 2012 seřazených podle jména a příjmení. Ten najdete na stránce http://web.vscht.cz/spiwokv/statistika/forbes.txt. Tento soubor si můžete nahrát na svůj počítač a otevřít příkazem: > forbes <- read.table("forbes2012.txt", header=T, sep=";") Soubor bude nahrán jako objekt typu data . f rame. Celý datový soubor, tedy všech 500 lidí s jejich příjmy, zeměmi původu a druhu podnikání, si můžete vytisknout tím, že napíšete jeho název: > forbes Name Age Billions Source 1 Abdul Aziz AI Ghurair and family 58 2.9 banking 2 Abigail Johnson 50 10.3 Fidelity To není příliš praktické pro velké soubory, neboť se pak už nekouknete na před tím použité příkazy (s výjimkou šipky nahoru). Většinou užitečnější jsou příkazy head a tail, které zobrazí začátek respektive konec souboru, konkrétně prvních respektive posledních deset řádků: > head(forbes) > tail(forbes) Další příkaz, který se často hodí, je dim, který obrazí počet řádků a sloupců souboru: > dim(forbes) [1] 500 6 35 KAPITOLA 4. ZÁKLADY PRÁCE S DATY Podobně, samotný počet řádků a sloupců získáme pomocí: > nrow(forbes) [1] 500 > ncol(forbes) [1] 6 Funkce length je primárně určena pro vektory, ale funguje také pro objekt typu data . frame a vypíše počet sloupců: > length(forbes) [1] 6 Pokud chceme vypsat pouze určité řádky, sloupce nebo buňky, je možné je definovat v hranaté závorce zájmenem objektu data . frame. Například když napíšeme: > forbes [ 1] Name 1 Abdul Aziz AI Ghurair and family 2 Abigail Johnson tak program vypíše celý první sloupec. Tento zápis raději pro dat a . frame nepoužívejte. Místo toho použijte: > forbes [,1] Naopak první řádek je možné vypsat pomocí: > forbes [ 1,] Name Age Billions Source Country 1 Abdul Aziz Al Ghurair and family 58 2.9 banking United Arab Emirates Industry 1 Finance Buňku na prvním řádku a v prvním sloupci získáme: > forbes [1,1] [1] Abdul Aziz Al Ghurair and family 500 Levels: Abdul Aziz Al Ghurair and family ... Zong Qinghou Pokud chceme vytisknout první tři řádky, je možné napsat: 36 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > forbes [1:3,] Name Age Billions Source Country 1 Abdul Aziz Al Ghurair and family 58 2.9 banking United Arab Emirates 2 Abigail Johnson 50 10.3 Fidelity United States 3 Abilio dos Santos Diniz 75 3.6 retail Brazil Industry 1 Finance 2 Business 3 Fashion and Retail Řádky typu data, frame mají své sloupce pojmenované. Pokud se chcete dostat k hodnotám nějakého sloupce, můžete k tomu využít buď číslo sloupce jak bylo právě ukázáno, nebo jejich jména. Jména sloupců si může uživatel vypsat příkazem names: > names(forbes) [1] "Name" "Age" "Billions" "Source" "Country" "Industry" Jeden ze sloupců je první sloupec s názvem "Name", který označuje jméno boháče. Místo f orbes [, 1 ] můžeme použít příkaz: > forbes[,"Name"] [1] Abdul Aziz Al Ghurair and family Abigail Johnson [3] Abilio dos Santos Diniz Akira Mori and family 500 Levels: Abdul Aziz Al Ghurair and family ... Zong Qinghou V případě objektu data . frame je možné místo hranatých závorek použít znak dolaru: > forbes$Name Výsledkem je vektor, takže si můžeme vypsat jeho první tři hodnoty: > forbes$Name[1:3] [1] Abdul Aziz Al Ghurair and family Abigail Johnson [3] Abilio dos Santos Diniz 500 Levels: Abdul Aziz Al Ghurair and family ... Zong Qinghou Pokud by nás zajímalo, v jakých zemích boháči sídlí, tak si můžeme samozřejmě vypsat odpovídající sloupec. To ale není příliš praktické, protože některé země budou vypsány mnohokrát. Pokud chceme vypsat seznam zemí původu boháčů tak, aby tam byla každá zvlášf, pak je možné použít příkaz levels: 37 KAPITOLA 4. ZÁKLADY PRÁCE S DATY > levels(forbes$Country) [1] "Argentina" "Australia" "Austria" [52] "United States" "Venezuela" Pokud chceme zjistit počet zemí, můžeme použít funkci nlevels: > nlevels(forbes$Country) [1] 53 Seznam zemí s jejich zastoupením je možné si vypsat funkcí table: > table(forbes$Country) Argentina Australia Austria 17 4 United States Venezuela 168 2 Pokud nás zajímá jaký je rozsah majetku, tedy jaký je nejmenší a největší majetek v souboru, můžeme se podívat pomocí funkce range: > range(forbes$Billions) [1] 2.5 69.0 Pokud bychom chtěli vypsat boháče, můžeme to udělat takto: > forbes[forbes[,"Country"]=="Czech Republic",] Name Age Billions Source Country Industry 365 Petr Kellner 48 8.2 banking, insurance Czech Republic Finance Všimněte si, že zde máme objekt data. frame s názvem forbes a za ním hranatou závorku. V ní máme napsáno před čárkou forbes [, "Country" ] =="Czech Republic"]. Pokud napíšete samotný tento výraz, pak vám program vypíše vektor s logickými hodnotami TRUE a FALSE. U českého boháče byste našli TRUE, u ostatních FALSE. Tento výraz je v hranaté závorce před čárkou a za čárkou není nic, tedy program vypíše celé řádky, pro které má vnitřní výraz hodnotu TRUE. Podobně si člověk může vypsat všechny boháče, jejichž majetek je větší či menší než vybraná částka: 38 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > forbes[forbes[,"Billions"]>40,] Name Age Billions Source Country 51 Bernard Arnault 63 41 LVMH France 56 Bill Gates 56 61 Microsoft United States 66 Carlos Slim Helu and family 72 69 telecom Mexico 480 Warren Buffett 82 44 Berkshire Hathaway United States Industry 51 Fashion and Retail 56 Technology 66 Telecom 480 Investments Majetky si můžeme seřadit pomocí funkce sort od nej vyššího po nejnižší: > sort (forbes$Billions) [1] 2.5 2.5 2.5 2.5 2.5 2.5 2.5 2.5 2.5 2.5 2.6 2.6 2.6 [496] 37.5 41.0 44.0 61 . 0 69.0 nebo od nejnižšího po nejvyšší: > sort (forbes$Billions, decreasing=T) [1] 69.0 61.0 44.0 41.0 37.5 36.0 30.0 26.0 25.5 25.4 25.3 25.0 25.0 [496] 2.5 2.5 2.5 2.5 2.5 Tím získáme setříděný seznam majetku, ale ztratíme informace o tom komu patří. Pokud chceme celý seznam setříděný podle majetku, můžeme použít funkci order, která nám (s volbou decreas ing=T) poskytne pořadí na jakém místě se daný boháč nachází. Když bude první boháč v seznamu například 105 nejbohatším člověkem, pak první prvek výsledného vektoru bude 105. Pak je možné řádky objektu data . f rame přeházet tak, abychom získali boháče od nejchudšího po nejbohatšího: > forbes[order(forbes$Billions),] Name Age Billions 45 Bahaa Hariri 46 2.5 real estate, 46 Barbara Carlson Gage 70 2.5 a naopak od nejbohatšího po nejchudšího: 39 Source investments, logistics hotels, restaurants KAPITOLA 4. ZÁKLADY PRÁCE S DATY > forbes[order(forbes$Billions, decreasing=T) , ] Name Age Billions 66 Carlos Slim Helu and family 72 69.0 56 Bill Gates 56 61.0 Source Country telecom Mexico Microsoft United States Poslední na co se koukneme je zacházení s chybějícími daty. V souboru boháčů u některých chyběl jejich věk a místo věku byla uvedena pomlčka. Pokud použijete například funkci boxplot na sloupeček Age, pak program nahlásí chybu. Program R používá jako defaultní hodnotu pro chybějící údaj symbol NA jako not available. Pokud chceme, aby se pomlčky načetly jako chybějí data, pak musíme použít při načítání dat funkci re ad. table s volbou na . st rings = " - ": > ifile <- read.table("forbes2012.txt", header=T, sep=";", na.strings="-") > head(ifile) Name Age Billions Source 1 Abdul Aziz Al Ghurair and family 58 2 . . 9 banking 2 Abigail Johnson 50 10 . .3 Fidelity 3 Abilio dos Santos Diniz 75 3 . . 6 retail 4 Akira Mori and family 7 6 3 . .5 real estate 5 Alain and Gerard Wertheimer NA 7 . .5 Chanel 6 Alain Merieux and family 74 3 . . 7 pharmaceuticals Country Industry 1 United Arab Emirates Finance 2 United States Business 3 Brazil Fashion and Retail 4 Japan Real Estate 5 France Fashion and Retail 6 France Health care > boxplot(ifile$Age) Pak bude funkce boxplot fungovat na dostupných datech a chybějící data budou ignorována. 40 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 5 Náhodná čísla v R a jejich rozdělení V programu R je k dispozici celá řada funkcí pro generování náhodných čísel s různým rozdělením. My můžeme tyto funkce použít pro generování modelových výsledků měření a na nich si ukazovat jak fungují statistické metody. Ve statistice nás bude nejvíce zajímat normální rozdělení. Sérii náhodných čísel s normálním rozdělením si může vygenerovat pomocí funkce rnorm: > rnorm(10, mean=20, sd=2) [1] 20.44410 21.05293 23.13803 23.63433 20.19606 22.21550 18.78641 19.04648 [9] 22.31397 21.86754 kde 10 je počet vygenerovaných čísel, mean je střední hodnota a sd je směrodatná odchylka. Pokud si tuto funkci vyzkoušíte sami, pak pochopitelně dostanete jiná čísla. Nyní si vyzkoušíme vytvořit grafy a histogramy pro různé počty vygenerovaných čísel: > x<-rnorm(10, mean=20, sd=2) > hist(x, br=20, xlim=c(10,30), col="gray") > x<-rnorm(100, mean=20, sd=2) > hist(x, br=20, xlim=c(10,30), col="gray") > x<-rnorm(1000, mean=20, sd=2) > hist(x, br=20, xlim=c(10,30), col="gray") > x<-rnorm(10000, mean=20, sd=2) > hist(x, br=20, xlim=c(10,30), col="gray") Je vidět, že s přibývajícím počtem bodů se průběh funkce přibližuje k ideální Gaussově křivce. Normálního rozdělení se ještě týkají funkce dnorm, pnorm a qnorm. První z nich vrací hustotu rozdělení (density). Pokud napíšeme například dnorm (0.7), pak nám funkce vrátí hodnotu 0,3122539. To znamená, že pokud bychom provedli měření veličiny x, která má střední hodnotu rovnou nule a směrodatnou odchylku rovnou jedné (defaultní 41 KAPITOLA 5. NÁHODNÁ ČÍSLA VRA JEJICH ROZDĚLENÍ Histogram of x Histogram of x & CZ CD 10 n r 20 n i 30 & cz OJ Obr. 5.1 Normální rozdělení 10, 100, 1 000 a 10 000 čísel & c (D Histogram of x i i i r 10 20 30 Histogram of x -JI i r 10 20 "1 I 30 nastavení, jinak nutné použít argumenty mean a sd), pak pravděpodobnost, že naměříme hodnotu mezi 0,7 a 0,7 + dx, je rovná 0,3122539 xdx. Profil si můžeme vykreslit: > x<—100:100/10 > plot (x, dnorm(x)) x E o T3 o o o o o Obr. 5.2 Normální rozdělení - funkce dnorra Funkce pnorm zobrazuje distribuční funkci, která je integrálem hustoty rozdělení. To si můžeme ukázat jednoduchou numerickou integraci lichoběžníkovou metodou pro hodnotu: > x<- -1000:70/100 > 0.01*sum(dnorra(x)) [1] 0.7595958 42 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > pnorra(0.7) [1] 0.7580363 Odchylka je způsobena nepřesností numerické metody. Tato funkce představuje kumulativní pravděpodobnost. Hodnota pnorm (0.7) tedy představuje pravděpodobnost, že pro naši veličinu naměříme hodnotu od mínus nekonečna do 0,7. Funkce qnorm - kvantil normálního rozdělení - je inverzní funkcí k pnorm. Tato funkce nám naopak vrátí hodnotu měření pro danou kumulativní pravděpodobnost. To, že se jedná o inverzní funkci, můžeme ukázat například takto: > x<—100:100/10 > probs<-l:999/1000 > plot (x, pnorm(x) ) > lineš(qnorm(probs), probs, col="red") -10 -5 0 5 10 Obr. 5.3 Normální rozdělení - funkce pnorm a X qnorm Všimněte si, že ve funkci lineš je nejprve qnorm (probs) a pak probs, díky čemuž získáme graf inverzní funkce. Pro další statistická rozdělení má program R funkce dchisq, pchisq, qchisq a rchisq pro rozdělení chi-kvadrát, dt, pt, qt a r t pro Studentovo t-rozdělení a df, pf, qf a rf pro F-rozdělení. 43 KAPITOLA 5. NÁHODNÁ ČÍSLA VRA JEJICH ROZDĚLENÍ 44 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 6 Popisná statistika Nyní vyzkoušíme funkce popisné statistiky. Popisná (nebo také deskriptívni) statistika se snaží pomocí několika veličin popsat vlastnosti souboru, například výsledků měření. Základní parametry popisné statistiky získáme pomocí funkce summary: > x<-rnorm( 10, mean=20, sd=2) > x [1] 19.70748 22.87544 21.35853 18.97514 20.85349 17.98534 21.08760 17.84988 [9] 21.34702 18.76020 > summary(x) Min. Ist Qu. Medián Mean 3rd Qu. Max. 17.85 18.81 20.28 20.08 21.28 22.88 Konkrétně získáme minimum, první kvartil, medián (druhý kvartil), průměr, třetí kvartil a maximum. K jednotlivým položkám se dostaneme buď takto: > xs<-summary(x) > xs Min. Ist Qu. Medián Mean 3rd Qu. Max. 17.85 18.81 20.28 20.08 21.28 22.88 > xs [1] Min. 17 . 85 > xs [2] Ist Qu. 18.81 > xs[6] Max. 22 . 88 nebo pomocí speciálních funkcí se snadno odhadnutelnými názvy: 45 KAPITOLA 6. POPISNÁ STATISTIKA > min(x) [1] 17.84988 > max(x) [1] 22.87544 > median(x) [1] 20.28048 > mean(x) [1] 20.08001 Obr. 6.1 Příklad grafu boxplot 1 2 3 4 5 V minulé kapitole jsme si ukázali bez bližšího výkladu krabicový graf, neboli boxplot, vynalezený americkým statistikem Tukeyem. Modelový graf si můžeme ukázat na tomto příkladě: > boxplot(rnorm( 5, mean=20, sd=2), rnorm( 10, mean=20, sd=2), + rnorm( 100, mean=20, sd=2), rnorm( 1000, mean=20, sd=2), + rnorm( 10000, mean=20, sd=2)) Každý sloupec v tomto typu grafu představuje jednu sérii dat, v našem případě sérii náhodných čísel s normálním rozdělením s různým počtem hodnot. Tlustá horizontála uvnitř krabice představuje medián. Spodek a vršek krabice představují první a třetí kvar-til. Ze spodku nebo vršku krabice vycházejí „vousy". Jejich délka může dosáhnout maximálně 1,5-násobku výšky krabice. Pokud se všechny body v tomto rozsahu nachází, pak jsou vousy vedeny pouze k minimální respektive maximální hodnotě. Pokud vzdálenost nějakých dat přesahuje 1,5-násobek výšky krabice, pak jsou vousy vedeny k minimální respektive maximální hodnotě, která se ještě v tomto rozsahu nachází, zatímco body, které se v rozsahu nenachází, jsou zobrazeny jako kolečka. Boxplot tedy umožňuje visuálně posoudit střední hodnotu, odchylky, symetrii rozdělení a přítomnost odlehlých bodů. 46 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 7 Základní statistiky souboru V této kapitole si ukážeme jak v programu R vypočítat základní statistiky souboru, jimiž jsou odhad střední hodnotu a směrodatné odchylky a střední chyba průměru. Odhad střední hodnoty náhodného výběru můžeme vypočítat jako průměr hodnot, buď „ručně" jako podíl součtu (sum) a počtu (length) prvků, nebo pomocí funkce mean: > x<-rnorm(10, mean=20, sd=2) > x [1] 21.39152 20.65200 20.86989 20.89594 20.06385 19.21771 18.18409 18.42394 [9] 22.41639 19.77035 > sum(x)/length(x) [1] 20.18857 > mean(x) [1] 20.18857 Odhad směrodatné odchylky (standard deviation) můžeme získat opět ručně nebo pomocí funkce sd: > sqrt(sum((x-mean(x))"2)/(length(x)-1)) [1] 1.327257 > sd(x) [1] 1.327257 Odhad rozptylu, neboli druhou mocninu odhadu směrodatné odchylky, získáme: > sum((x-mean(x))"2)/(length (x)-1) [1] 1.761612 > var(x) [1] 1.761612 Pro střední chybu průměru (standard error of the mean), alespoň pokud je mi známo, 47 KAPITOLA 7. ZÁKLADNÍ STATISTIKY SOUBORU Tabulka 7.1 Základní statistické veličiny česky anglicky R vzoreček odhad střední hodnoty mean mean () odhad směrodatné odchylky standard deviation sd() s í rozptyl variance var () střední chyba průměru standard error of the mean není v R žádná speciální funkce. Získáme jí jako podíl odhadu směrodatné odchylky a odmocniny z počtu hodnot: > sd(x)/sqrt(length(x)) [1] 0.4197157 V případě opakovaného měření nějaké hodnoty vyjadřuje odhad směrodatné odchylky přesnost každého jednotlivého měření. Naproti tomu, střední chyba průměru vyjadřuje přesnosti celé série měření jako celku. Pokud budeme přidávat další a další měření, pak se hodnota směrodatné odchylky bude přibližovat skutečné směrodatné odchylce, která je například dána přesností měřícího přístroje. Pro nekonečně mnoho měření bychom měli získat přesnou hodnotu směrodatné odchylky. Naproti tomu, střední chyba průměru má tendenci s počtem měření klesat. S nekonečným počtem měřením se dostaneme na přesnou hodnotu průměru a střední chyba průměru bude nulová. Ukázat si to můžeme na jednoduchém prográmku: > mojestatistika<-function(n) { + x<-rnorm(n, mean=20, sd=2) + xmean <- mean(x) + xsd <- sd(x) + xsem <- sd(x)/sqrt(length(x)) + return(c(xmean, xsd, xsem)) + } > mojestatistika(1) [1] 18.08028 NA NA > mojestatistika(2) [1] 17.937201 2.639565 1.866454 > vysledky<-c () > for(i in 2:10000) { + vysledky<-rbind(výsledky, mojestatistika(i)) 48 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Obr. 7.1 Odhad střední hodnoty, odhad směrodatné odchylky a střední chyba průměru pro různě velké výběry + } > plot(výsledky[,1], type="l") > plot(výsledky [,2], type="l") > plot(výsledky [,3], type="l") Grafy zobrazují závislost odhadu střední hodnoty, odhadu směrodatné odchylky a střední chyby průměru na velikosti souboru. Zatímco odhad střední hodnoty se blíží skutečné střední hodnotě (20) a odhad směrodatné odchylky se blíží skutečné směrodatné odchylce (2), střední chyba průměru se s rostoucí velikostí souboru blíží nule. 49 KAPITOLA 7. ZÁKLADNÍ STATISTIKY SOUBORU 50 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 8 Interval spolehlivosti Pokud provedeme sérii měření nějaké veličiny, pak na základě nich můžeme odhadnout interval spolehlivosti. Vypočteme jej jako střední chybu průměru vynásobenou koeficientem Studentova t-rozdělení. Pro tento účel má program R k dispozici funkci qt. Pro naše data získáme interval spolehlivosti na hladině pravděpodobnosti 95 % takto: > x<-rnorm(10, mean=20, sd=2) > x [1] 20.19800 20.86360 21.90173 21.50015 21.13737 21.15444 19.42366 21.63679 [9] 19.60339 16.91308 > sem<-sd(x)/sqrt(length(x)) > raean(x)+sem*c(qt(p=0.025, df=(length(x)-1)),qt(p=0.975, df=(length(x)-1))) [1] 19.36419 21.50225 Tedy že střední hodnota (která je 20, což bychom ale v případě reálného měření nevěděli) leží s 95% pravděpodobností v intervalu od 19,36419 do 21,50225. A ono tomu tak ve skutečnosti je. Podívejme se na funkci qt, která poskytuje kvantil Studentova t-rozdělení. Můžeme si nakreslit graf: > pravděpodobnost <- 1:999/1000 > plot(pravděpodobnost, qt(p=pravdepodobnost, df=9)) Argument df určuje počet stupňů volnosti, který je rovný počtu měření mínus jedna. Argument p určuje hladinu pravděpodobnosti. Hodnota q t (p=0, df=9) ) má hodnotu mínus nekonečno; hodnota qt(p=l, df =9) plus nekonečno: > qt(p=0, df=9) [1] -Inf > qt(p=l, df=9) [1] Inf To znamená, že abychom získali interval pro stoprocentní spolehlivost, pak bychom museli střední chybu průměru násobit mínus a plus nekonečnem, tedy že střední hodnota 51 KAPITOLA 8. INTERVAL SPOLEHLIVOSTI Obr. 8.1 Kvantil Studentova t-rozdělení pro různé hladiny pravděpodobnosti s jistotou leží v intervalu mínus nekonečno - plus nekonečno. Hodnotu qt pro pravděpodobnost 0,025 (tedy 2,5 %) získáme: > qt(p=0.025, df=9) [1] -2.262157 To znamená, že se střední hodnota s 2,5% pravděpodobností nachází v intervalu od mínus nekonečna (průměr + střední chyba průměru násobená mínus nekonečnem) do hodnoty průměr + střední chyba průměru násobená hodnotou -2,262157. S 97,5% pravděpodobností se pak nachází v intervalu od hodnoty průměr + střední chyba průměru násobená hodnotou -2,262157 do plus nekonečna. Pro pravděpodobnost 0,975 je hodnota stejná qt, akorát s opačným znaménkem: > qt(p=0.975, df=9) [1] 2.262157 Tedy s 97,5% pravděpodobností se střední hodnota nachází v intervalu od mínus nekonečna do hodnoty průměr + střední chyba průměru násobená hodnotou +2,262157. Když dáme tyto informace dáme dohromady, pak nám vyjde, že s 95% pravděpodobností se střední hodnota nachází v intervalu od hodnoty průměr + střední chyba průměru násobená hodnotou -2,262157 do průměr + střední chyba průměru násobená hodnotou +2,262157. 52 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 9 p-Hodnota Řekněme že v rámci svého výzkumného projektu studujeme efekt sloučeniny na růst buněčné kultury. Provedeme čtyři pokusy, ve kterých měříme růst buněk s přídavkem sloučeniny, a čtyři pokusy bez přídavku. Poté použijeme t-test, abychom statisticky otestovali vliv sloučeniny. Klasický „tabulkový" postup při testování statistické hypotesy je následující. Nulovou hypotesou je, že střední hodnota pro neošetřené a ošetřené buňky je stejná. Alternativní hypotesou je, že se střední hodnoty liší. Nejprve vezmeme naměřené hodnoty a podle určitého postupu, který je daný typem testu, vypočteme určité kritérium. V statistických tabulkách si poté na zvolené hladině spolehlivosti nalezneme hodnotu koeficientu daného rozdělení, v našem případě Studentova t-rozdělení. Nakonec srovnáváme hodnotu kritéria a hodnotu koeficientu a podle toho, která z nich je nižší, buď zamítáme nebo nezamítáme nulovou hypotesu. Hypoteticky bychom mohli, pokud bychom měli dostatečně velké statistické tabulky a dost času, hledat na různých hladinách pravděpodobnosti tak dlouho, až by se koeficient daného rozdělení přesně rovnal kritériu. Tuto hladinu pravděpodobnosti bychom mohli označit jako p-hodnotu (p-value). Počítač, tedy alespoň program R, udělá tuto práci za nás. p-Hodnoty nalezneme nejen v R a v klasické statistice, ale taktéž ve výsledcích různých bioinformatických nástrojů, například při prohledávání sekvenčních databasí nebo při identifikaci mikroorganismu podle hmotnostních spekter. Co tedy p-hodnota znamená a co neznamená? Přesná definice je, že se jedná o pravděpodobnost výsledku statistického testu, který by byl tak extrémní jako výsledek, který nám vyšel, za předpokladu, že je nulová hypotesa pravdivá. Jak této definici rozumět? 53 KAPITOLA 9. P-HODNOTA Představte si, že nám při zpracování výsledků testu působení sloučeniny na buněčnou kulturu vyšly relativně velké rozdíly mezi mezi ošetřenými a neošetřenými buňkami s p-hodnotou rovnou 0,0002959. Pokud bychom si vybrali hladinu pravděpodobnosti 10 %, 5 % nebo 1 %, pak bychom ve všech příkladech mohli zamítnout nulovou hypotesu. Nyní vezmeme generátor náhodných čísel a vygenerujeme stejný počet hodnot měření tak, aby platily následující podmínky: čísla mají normální rozdělení, mají stejné směrodatné odchylky jako naše data z reálného měření a platí nulová hypotesa, tedy že jsou jejich střední hodnoty stejné. Vzhledem k poslední podmínce, tedy stejným středním hodnotám, je velmi pravděpodobné, že se hodnoty nebudou příliš lišit. Naopak pravděpodobnost, že bychom dostali tak velké rozdíly mezi ošetřenými a neošetřenými buňkami jako v případě reálného měření, je velmi nízká. Touto hodnotou pravděpodobnosti je právě 0,0002959. Podobná situace je i mimo klasickou statistiku. V bioinformatice se velmi často používá program BLAST pro prohledávání sekvenčních databasí. Do tohoto programu je možné zadat sekvenci proteinu a nechat program aby prohledal database a našel podobné proteiny. U každého proteinu je možné nalézt p-hodnotu. Význam p-hodnoty je analogický t-testu. Jedná se o pravděpodobnost, že bychom našli stejně podobný protein ve stejně veliké databasi náhodných sekvencí. Podobně při identifikaci bakterie pomocí hmotnostních spekter se jedná o pravděpodobnost, že bychom nalezli stejně podobná spektra v databasy náhodných spekter. Co p-hodnota není? NEJEDNÁ se o pravděpodobnost nulové hypotesy. Celá koncepce statistického testování je založená na předpokladu, že pozorovaný výsledek je dílem náhody. Testujeme tedy, že tento předpoklad je špatný, nikoliv že opačná hypotesa je pravdivá. Rovněž p-hodnota NENÍ pravděpodobnost, že falešně zamítneme nulovou hypotesu. Zároveň p-hodnota NENÍ ani pravděpodobnost, že další série pokusů povede k jiným závěrům. 54 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 10 t-Test Ekvivalentem intervalů spolehlivosti je jednovýběrový t-test, který si ukážeme na vygenerovaných datech. Nulovou hypotesou bude, že je střední chyba průměru rovná hodnotě 20. Alternativní hypotesou je, že střední hodnota není rovna 20. Ručně tento test můžeme provést takto: > x <- rnorm(10, mean=20) [1] 20.19800 20.86360 21.90173 21.50015 21.13737 21.15444 19.42366 21.63679 [9] 19.60339 16.91308 > raean(x) [1] 20.43322 > sem<-sd(x)/sqrt(length(x)) > R<-(mean(x)-20.0)*sqrt(length(x))/sd(x) > R [1] 0.9167299 >qt(p=0.975, df=(length(x)-1)) [1] 2.262157 Nejdříve vypočteme střední hodnotu a odhad směrodatné odchylky. Pak vypočteme kritérium R. Jeho hodnotu srovnáme s hodnotou koeficientu Studentova t-rozdělení na hladině pravděpodobnosti 0.95 (95 %). Důvod proč uvádíme p=0 . 97 5 a nikoliv p=0 . 95 byl vysvětlen v minulé kapitole. Vzhledem k tomu, že absolutní hodnota kritéria R (0,9167) je menší než koeficient Studentova t-rozdělení (2,2622), nezamítáme nulovou hypotesu. Pokud by byla situace opačná, pak bychom mohli nulovou hypotesu zamítnout. Nulovou hypotesu nepřijímáme, pouze ji můžeme zamítnout. Představte si, že máme například místnost, jejíž délka má být 20 m, a my chceme tento předpoklad ověřit. Můžeme pomocí vhodného měřidla čtyřikrát změřili její délku 55 KAPITOLA 10. T-TEST a pomocí t-testu otestovat nulovou hypotesu, že její délka je skutečně 20 m. Pokud nám vyjde, že nemáme zamítnou nulovou hypotesu, pak můžeme předpokládat, že délka je opravdu 20 m. Pokud nám vyjde, že můžeme zamítnout nulovou hypotesu, pak s rizikem odpovídajícím dané hladině pravděpodobnosti můžeme předpokládat, že místnost 20 m mená. Nulovou hypotesu ale nepřijímáme. To by znamenalo, že předpokládáme, že místnost má 20,000 m s nekonečnem nul, což zcela jistě nemá. Nepřijímáme ani alternativní hypotesu, potože by to znamenalo, že tvrdíme že místnost nemá 20,000 m s nekonečnem nul, což je zcela jistě pravda. V programu R můžeme t-test provést nejen ručně, ale také pomocí speciální funkce t. test: > t.test(x, mu=20, conf.level=0.95) One Sample t-test data: x t = 0.9167, df = 9, p-value = 0.3832 alternativě hypothesis: true mean is not equal to 20 95 percent confidence interval: 19.36419 21.50225 sample estimates: mean of x 20 .43322 Jako hladinu pravděpodobnosti uvádíme conf.level = 0.95. Tato funkce nám vypočte střední hodnotu a interval spolehlivosti. Důležitá hodnota je p-value (0,3832). Hodnota p-value, tedy pravděpodobnost, že za podmínek platnosti nulové hypotesy získáme stejný rozdíl mezi průměrem náhodně generovaných dat a hodnotou 20, je 38,32 %, tedy více než 5 %. Proto nezamítáme nulovou hypotesu. Pokud vám ještě uniká půvab t-testu, možná vás přesvědčí následující cvičení. Vytvoříme si funkci jedentest. Tato funkce bude mít parametry xn, xmean, xsd a xprob. Funkce si vytvoří vektor náhodných čísel na základě těchto hodnot. Pak na hladině pravděpodobnosti xprob otestuje, jestli se průměr těchto hodnot rovná nastavené hodnotě xmean. K tomu využijeme interval spolehlivosti ttest $conf . int [ 1 ] a ttest$conf.int [2]. Pokud odhad střední hodnoty leží v intervalu spolehlivosti, pak funkce vrátí hodnotu jedna, v opačném případě vrátí nulu. Když tuto funkci použijeme řekněme 10 OOOx a hladinu pravděpodobnosti dáme rovnou 0,5. Pokud posčítáme nuly a jedničky, pak bychom měli dostat hodnotu přibližně odpovídající násobku počtu pokusů (10 000) a hladiny pravděpodobnosti (0,5), tedy přibližně 5 000. Račte si to zkusit 56 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R s různými hodnotami xn, xmean, xsd a xprob. Upozorňujeme, že výpočet bude chvíli trvat: > jedentest<-function(xn, xmean, xsd, xprob) { + x<-rnorm(xn, mean=xmean, sd=xsd) + ttest<-t.test(x, mu=xmean, conf.level=xprob) + odpoved <- 0 + if ((ttest$conf.int[1]xmean)) odpoved <- 1 + return(odpoved) + } > result<-0 > for (i in 1:10000) { + result<-result+jedentest(xn=10, xmean=0, xsd=5, xprob=0.5) + } > result [1] 4938 Naším výsledkem je 4 938, tedy přibližně 5 000. S hodnotou xpr ob=0 . 9 5 bychom měli dostat přibližně 9 500, dostali jsme 9 448. Kromě oboustranného t-testu je možné v programu provést i jednostranný t-test. Nulová hypotesa v následující ukázce je, že střední hodnota je vyšší nebo rovná 20. Alternativní hypotesa je, že je střední hodnota nižší než 20. Pro jednostranný t-test použijeme argument alternative: > t.test (x, mu=20, alternative="less") One Sample t-test data: x t = 0.9167, df = 9, p-value = 0.8084 alternative hypothesis: true mean is less than 20 95 percent confidence interval: -Inf 21.2995 sample estimates: mean of x 20 .43322 Výsledkem je, že s 95 % pravděpodobností leží střední hodnota v intervalu od mínus nekonečna do 21,2995. Na základě hodnoty p-value nezamítáme nulovou hypotesu. V biologických vědách nejčastěji použijeme dvouvýběrový t-test. Místo porovnávání jedné nepřesné veličiny s jednou přesnou porovnáváme dvě nepřesné veličiny. Pokud 57 KAPITOLA 10. T-TEST chceme zjistit, jestli má nějaká sloučenina vliv na růst rostliny, pak můžeme provést porovnání výšky rostlin ošetřených a neošetřených sloučeninou. Počet opakování bude roven řekněme deseti. Před tím, než začneme s t-testem, bychom měli správně otestovat, jestli jsou směrodatné odchylky pro ošetřené a neošetřené rostliny různé a podle toho použít tu správnou variantu testu. Pro jednoduchost budeme uvažovat stejné směrodatné odchylky. Zde je ukázkový t-test pro data vygenerovaná funkcí rnorm. Nulovou hypotesou je, že jsou střední hodnoty obou výběrů stejné. Alternativní hypotesou je, že se liší. V našem případě vychází: > neosetrene<-rnorm(10, mean=12.3, sd=3.3) > osetrene<-rnorm(10, mean=8.5, sd=3.3) > neošetrené [1] 10.038366 9.094181 11.289843 15.878454 15.250237 8.415832 6.604380 [8] 11.411414 11.793384 14.677340 > ošetrené [1] 14.138496 8.304396 6.384113 17.792928 10.135895 8.015353 12.868893 [8] 10.341616 7.910172 9.081289 > t.test (neošetrené, ošetrené) Welch Two Sample t-test data: neošetrené and ošetrené t = 0.6462, df = 17.728, p-value = 0.5264 alternativě hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval: -2.137451 4.033507 sample estimates: mean of x mean of y 11.44534 10.49732 Hodnota p-value je 0,5264, tedy nezamítáme nulovou hypotesu, jinými slovy nemůžeme na dané hladině pravděpodobnosti prokázat, že má sloučenina vliv na výšku rostliny. Jak bylo řečeno, dříve než začneme s t-testem, bychom měli nejprve otestovat, jestli mají porovnávané skupiny stejné rozptyly, a podle toho použít odpovídající variantu t-testu. V předchozím příkladě byl použit t-test zrealizovaný pomocí funkce t. test bez dalších parametrů. Tato funkce má argument var . equal, která má defaultní hodnotu FALŠE. Pokud předpokládáme, že oba výběry mají stejné rozptyly, pak musíme použít t-test s volbou var . equal=TRUE. Výsledek je velmi podobný: > t.test(x,y,var.equal=TRUE) Two Sample t-test 58 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R data: x and y t = 0.6462, df = 18, p-value = 0.5263 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval: -2.134054 4.030110 sample estimates: mean of x mean of y 11.44534 10.49732 Výsledná p-hodnota se liší až na čtvrtém desetinném místě, to znamená, že náš prohřešek spočívající v neotestování shod rozptylů neměl fatální důsledky. Pokud chceme otestovat, jestli jsou rozptyly stejné nebo různé, můžeme použít var .test. > var.test(x, y) F test to compare two variances data: x and y F = 0.7794, num df = 9, denom df = 9, p-value = 0.7165 alternative hypothesis: true ratio of variances is not equal to 1 95 percent confidence interval: 0.1936038 3.1380526 sample estimates: ratio of variances 0 . 7794479 Nulovou hypotesou je, že poměr rozptylů je rovný nule, tedy že oba rozptyly jsou stejné. Na základě p-hodnoty 0,7165 nezamítáme nulovou hypotesu, tedy použijeme t-test s nastavením var.equal=TRUE. Poslední variantou t-testu, kterou si představíme, je párový t-test. Představte si, že chceme statisticky otestovat hypotesu, že teplota v Praze je jiná než v Peci pod Sněžkou. K dispozici máme záznam teplot během roku 2009, konkrétně průměrnou teplotu v lednu, únoru a tak dále, vždy v Praze a v Peci. Každý duševně zdravý člověk vám řekne, že v Peci bude větší zima. Pokud ale použijete běžný t-test, je možné, že výsledek bude nejednoznačný. > pec <-c(-6,-3, 1, 7, 9,12,14,14,12, 3, 3,-3) > praha<-c(-3, 0, 4,13,14,15,18,19,16, 8, 7,-1) > t.test(pec,praha) 59 KAPITOLA 10. T-TEST Welch Two Sample t-test data: pec and praha t = -1.2915, df = 21.823, p-value = 0.2100 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval: -10.208747 2.375414 sample estimates: mean of x mean of y 5.250000 9.166667 Důvodem nejednoznačnosti je fakt, že se teploty v Praze budou pohybovat mezi —3 a +19°C ana Sněžce bude —6 až +14°C, takže rozdíl mezi průměry je malý a směrodatné odchylky velké. Nápad zprůměrovat teploty a ty potom porovnávat je nesprávný a daleko lepší je porovnávat rozdíly teplot v lednu, únoru a tak dále. K tomu slouží párový t-test, který použijeme pokud zvolíme argument paired=TRUE: > t.test (pec,praha, paired=TRUE) Paired t-test data: pec and praha t = -11.6511, df = 11, p-value = 1.574e-07 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval: -4.656555 -3.176779 sample estimates: mean of the differences -3.916667 Nejistota je rázem ta tam a zdravý rozum zvítězil nad nesprávným použitím statistické metody. Poslední záležitost, kterou si probereme v souvislosti s t-testem, je jeho použití na objekt typu data . frame. Dosud jsme t-test používali pouze pro modelová data uložená ve dvou proměnných (např. a a b) se zápisem t.test (a,b) . Místo toho si vytvoříme objekt data. frame, například si ho nahrát ze souboru, a pak na něj použít jiný zápis funkce t. test. Pro nás bude tento zápis šikovnější pro další použití společně s analysou rozptylu a dalšími metodami. Pokud si nahrajeme data. frame obsahující výšky ošetřených a neošetřených rostlin v tomto tvaru: 60 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > df f val 1 o 9.790633 2 o 11.643531 3 o 8.297789 4 o 11.880794 5 c 8.411770 6 c 10.736672 7 c 8.489036 8 c 6.450199 kde / je faktor, který má hodnotu „o" pro ošetřené a ,,c" pro kontrolní rostliny, a val je výška rostliny, pak můžeme provést t-test jako: > t.test(val~f, data=df) Welch Two Sample t-test data: val by f t = -1.5473, df = 5.991, p-value = 0.1728 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval: -4.857456 1.094920 sample estimates: mean in group c mean in group o 8.521919 10.403187 Podobný zápis můžeme použít i pro funkci plot, tedy plot (val f, data=df) . Račte vyzkoušet sami. 61 KAPITOLA 10. T-TEST 62 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 11 Neparametrické testy Dosud jsme předpokládali, že naše data mají normální rozdělení. To ale nemusí platit. Pokud nemají data normální rozdělení, pak je nutné použít jiné metody než t-test, takzvané neparametrické testy. První co bychom tedy měli otestovat je zdali ozdělení je normální. V programu R je k dispozici zajímavý test pro grafické ověření normálního rozdělení. Pro toto rozdělení je typická velmi nízká hustota bodů daleko od střední hodnoty a vysoká v její blízkosti. Můžeme vzít hodnoty náhodného výběru, seřadit je od nejmenšího po největší (funkcí sort) a takto je zobrazit: > x<-rnorm(1000) > plot(sort(x)) o 1000 Obr. 11.1 Náhodný výběr s normálním rozdělením seřazený podle hodnot Když víme, jak má tento profil pro daný průměr a směrodatnou odchylku teoreticky vypadat, pak můžeme funkci „narovnat" a porovnat teoretická a skutečný profil. K tomu má program funkce qqnorm a qqline: > qqnorm(x) 63 KAPITOLA 11. NEPARAMETRICKÉ TESTY > qqline(x) Normal Q-Q Plot Obr. 11.2 QQ-výnos pro stejná data Theoretical Quantiles které zobrazí takzvaný QQ-výnos (kvantil-kvantil). Odchylky od normálního rozdělení se projeví jako odchylka od lineárního průběhu. Zatímco odchylky uprostřed grafu (kolem střední hodnoty) značí odchylky od normálního rozdělení, odchylky na okrajích naznačují odlehlé hodnoty. QQ-výnos představuje vizuální nástroj jak posoudit, zdali analysovaná data mají normální rozdělení. Kvantitativně je možné toto testovat pomocí testu podle Shapira a Wilka. Tento test je možné v R provést funkcí shapiro.test. Ten si můžeme ukázat nejprve na datech s normálním rozdělením a poté na datech, která normální rozdělení nemají (jedná se o normální rozdělení se dvěma středy): > x<-rnorm(20) > shapiro.test(x) Shapiro-Wilk normality test data: x W = 0.96, p-value = 0.5429 > x<-c(rnorm(10), rnorm(10, mean=4)) > shapiro.test(x) Shapiro-Wilk normality test 64 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R data: x W = 0.8849, p-value = 0.02168 Připomínám, že nulovou hypotesou je, že data mají normální rozdělení. Co ale s daty, která nemají normální rozdělení a tedy nemůžeme použít t-test? Alternativou t-test, za předpokladu, že nemůžeme předpokládat normální rozdělení, je Wilco-xonův dvouvýběrový test (rovněž Mannův-Whitneyův test). V R tento test realizujeme funkcí wilcox .test. Jeho použití (a v případě normálního rozdělení i výsledky) jsou podobné, jako v případě t-testu: > x<-rnorm(10) > y<-rnorm(10, mean=2) > wilcox.test(x,y) Wilcoxon rank sum test data: x and y W = 12, p-value = 0.002879 alternative hypothesis: true location shift is not equal to 0 > t .test (x, y) Welch Two Sample t-test data: x and y t = -3.4554, df = 17.593, p-value = 0.002900 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval: -2.8695355 -0.6972672 sample estimates: mean of x mean of y 0.1979817 1.9813831 65 KAPITOLA 11. NEPARAMETRICKÉ TESTY 66 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 12 Mnohonásobné porovnání Představte si, že chcete zjistit, jestli má hraní určité hudby vliv na růst rostlin. Můžete provést pokus, kdy budete pěstovat například pět rostlin v tichu a dalším pěti budete z reproduktorů přehrávat určitou hudbu. Po zvolené době změříte výšku všech rostlin a výsledky vyhodnotíte pomocí dvou-výběrového t-testu. Nulovou hypotesou je, že hudba nemá vliv na výšku rostlin. Pokud zvolíte hladinu pravděpodobnosti 95 % (P = 0,05), pak máte 5% pravděpodobnost, že nám vyjde, že hudba má vliv, i když vliv nemá. Řekněme, že nechcete testovat vliv pouze jednoho druhu hudby, ale co nejvíce žánrů. Pak je možné pět rostlin pěstovat v tichu (kontrolní skupina) a dalších 500 rostlin rozdělit do skupin po pěti a každé skupině pustit jiný hudební žánr. Nejprve si ukážeme nesprávné zpracování a pak si vysvětlíme proč není správné. Jako nejjednoduší možné zpracování výsledků nás napadne provést sto t-testů a v každém porovnat kontrolní skupinu s každým jednotlivým žánrem. Pokud by nám vyšlo P < 0,05, interpretovali bychom to tak, že daný žánr ovlivňuje růst rostliny. Pak bychom mohli vydat tiskovou zprávu, že „... vědci z Dejvic zjistili, že normalizační pop, thrash metal, balkánská dechovka, středověký kancionál a švýcarský folklór ovlivňují růst rostlin". Důvod proč toto zpracování a interpretace nejsou správné je následující: Předpokládejme nejprve platnost nulové hypotesy, tedy že hudba, bez ohledu na žánr, nemá vliv na růst rostlin. Když jsme testovali vliv jednoho žánru na růst rostliny, tak jsme měli 5% pravděpodobnost, že nesprávně zamítneme nulovou hypotesu, a tedy 95% pravděpodobnost, že ji správně nezamítneme. Pokud bychom měli 100 různých žánrů, pak pravděpodobnost, že vždy správně nezamítneme nulovou hypotesu, je 0,95100, tedy 0,0059. Pravděpodobnost, že alespoň jednou nesprávně zamítneme 67 KAPITOLA 12. MNOHONÁSOBNÉ POROVNÁNÍ nulovou hypotesu, je 1 - 0,0059 = 0,9941, tedy 99,4%. Máme tedy 99,4% pravděpodobnost, že najdeme alespoň jeden žánr, který ovlivňuje růst rostliny, i když žádná hudba růst rostliny neovlivňuje. Na stejný problém, tedy problém vícečetného porovnávání, narážíme při zpracovávání experimentů v biochemii a molekulární biologii velmi často. Například při hledání nějakého nového léčiva je potřeba otestovat velké série různých sloučenin. Jen nepatrný zlomek z nich je skutečně aktivní. Pokud bychom tento problém ignorovali, vyšlo by nám, že každá dvacátá sloučenina (pro P=0,05) je biologicky aktivní, i když ve skutečnosti je jich aktivních podstatně méně. Podobně, když bychom pomocí DNA čipů porovnávali koncentrace mRNA v buňkách ovlivněných a neovlivněných nějakou sloučeninou, pak by nám vyšlo, že každý dvacátý, tedy u člověka 30000x0,05=1500 genů, i když by sloučenina ovlivnila expresi jen několika desítek genů. Dalším příkladem, kdy ignorování problému mnohonásobného porovnávání může způsobit škody, j sou studie, kdy j sou testovány různé vlivy (faktory). Například když někdo měří krevní tlak velké skupině pacientů a ví o nich, zda jsou muži/ženy, mladí/staří, kuřáci/nekuřáci, svobodní/sezdaní atd. Opět zde, pokud by byl ignorován problém vícečetného porovnání, by s rostoucím počtem faktorů rostla pravděpodobnost, že najdete faktor, který má vliv na krevní tlak, i kdyby žádný faktor vliv neměl. Představme si ale následující situaci: Jako medicinální chemik připravíte pět různých sloučenin s možnou protinádorovou aktivitou. U těchto sloučenin změříte vliv na růst nádorových buněk. U sloučeniny 1, 2, 4 a 5 nezjistíte pomocí t-testu řádnou signifikantní změnu proti kontrole. U sloučeniny 3 zjistíte, že je změna signifikantní. Když ale pomocí některá výše uvedené metody provedete korekci problému mnohonásobného porovnávání, vyjde vám, že ani ta sloučenina číslo 3 není signifikantně aktivní. Co s tím? Je nutné kvůli problému mnohonásobného porovnávání zahodit roční práci, i když t-test ukázal signifikantní aktivitu? Jedna možnost je presentovat výsledky testů v publikaci, absolventské práci a podobně a čestně přiznat, že t-test ukázal signifikantní aktivitu, ale korekce na vícečetné porovnání tuto aktivitu zpochybnila. Je to daleko lepší řešení, než vyhodit celoroční práci. Ještě lepší, pokud ta možnost existuje, je zapomenout na předchozí výsledky a provést nové kultivace kontrolních buněk a buněk ovlivněných sloučeninou 3 a výsledky porovnat t-testem. 68 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 13 Analysa rozptylu Jedna z možností jak vyzrát na problém mnohonásobného porovnávání je provést test, jehož nulovou hypotesou je, že průměr všech souborů j sou stejné, tedy například že hudba, bez ohledu na žánr, neovlivňuje růst rostlin. Alternativní hypotesou je, že se průměry liší, tedy že hudba obecně nebo nějaký žánr růst ovlivňuje. Neprovádíme tedy sérii testů jednotlivých hudebních žánrů, ale vliv hudby jako takový. Přesně to dělá analýza rozptylu, neboli ANOVA (Análysis of variance). Analysu rozptylu si předvedeme na statistickém hodnocení vlivu nějakého potenciálního léku na lidský organismus v klinickém testu. První co člověka napadne je rozdělit skupiny dobrovolníků na dvě poloviny, jedné podávat lék, druhou použít jako kontrolní a po vybrané době porovnat biologickou aktivitu, například t-testem. Tento postup ale není správný. Důvodem je placebo efekt. Pro opravdu kvalifikovanou analysu bychom měli porovnat kontrolní skupinu dobrovolníků, skupinu, které byla podávána testovaná látka a skupinu, které bylo podáváno placebo. V principu je možné provést trojici t-testů, kontrola-placebo, kontrola-testovaná látka a placebo-testovaná látka. Tento postup je ale z důvodu mnohonásobného porovnávání nesprávný. Naopak, správným postupem je provést analysu rozptylu. Nejprve si ukážeme základní verzi této metody „ručně". Vytvoříme si tři série vzorků, jeden pro kontrolu, jeden pro testovanou sloučeninu a jeden pro placebo. Nulová hypotesa je, že střední hodnoty všech tří kategorií jsou stejné. Alternativní hypotesou je, že alespoň jedna střední hodnota je odlišná. Začneme vytvořením dat: > kontrola<-rnorm(10, mean=100, sd=25) > sloucenina<-rnorm(10, mean=70, sd=30) > placebo<-rnorm(10, mean=90, sd=25) > kontrola [1] 151.01585 107.57115 130.19239 65.95538 143.52040 86.14916 93.46906 [8] 83.37128 68.60852 82.36360 69 KAPITOLA 13. ANALYSA ROZPTYLU > sloučenina [1] 80.52774 74.89851 82.40174 23.49004 46.68248 41.89712 107.00530 [8] 81.99111 63.29744 98.52454 > placebo [1] 38.66621 104.48646 129.65401 121.42684 87.66300 105.00737 111.59478 [8] 89.36779 121.69991 85.42165 Nyní vypočteme součet čtverců odchylek od průměru v každé skupině: > skontrola<-sum((kontrola-mean(kontrola))"2) > ssloucenina<-sum((sloučenina-mean(sloučenina))"2) > splacebo<-sum((placebo-mean(placebo))"2) Tyto hodnoty sečteme a součet si označíme SSW, jako sum of squares within groups: > SSW<-skontrola+ssloucenina+splacebo > SSW [1] 20800.22 Nyní si pospojujeme všechny skupiny do jedné: > vsechno<-c(kontrola, sloučenina, placebo) > všechno [1] 151.01585 107.57115 130.19239 65.95538 143.52040 86.14916 93.46906 [8] 83.37128 68.60852 82.36360 80.52774 74.89851 82.40174 23.49004 [15] 46.68248 41.89712 107.00530 81.99111 63.29744 98.52454 38.66621 [22] 104.48646 129.65401 121.42684 87.66300 105.00737 111.59478 89.36779 [29] 121.69991 85.42165 Pro tuto veleskupinu spočítáme součet čtverců odchylek od jejího průměru, který označíme SST (sum of squares total): > SST<-sum((vsechno-mean(všechno))"2) > SST [1] 26931.07 Tato hodnota je větší nebo rovna SSW. V případě, že si jsou SSW a SST téměř rovné, pak platí buď to, že jsou si jejich průměry blízké, nebo že rozptyly jsou vysoké ve srovnání s rozdíly průměrů. Nyní vypočteme rozdíl veličin a označíme si jej S SB (sum of squares between groups): > SSB<-SST-SSW > SSB [1] 6130.852 Pak vypočteme kritérium F E které bude mít tvar: 70 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > FE<- (SSB*27)/ (SSW*2) > FE [1] 3.979117 Hodnota 27 je první počet stupňů volnosti, vypočtený jako celkový počet vzorků (30) mínus počet kategorií (3 pro kontrolu, sloučeninu a placebo). Hodnota 2 je druhý počet stupňů volnosti, vypočtený jako počet kategorií mínus jedna. Tuto hodnotu porovnáme s kritériem F-rozdělení, které vyžaduje zadání obou stupňů volnosti: > qf(p=0.95, dfl=2, df2=27) [1] 3.354131 Hodnota je nižší než kritérium, proto zamítáme nulovou hypotesu. Existuje tedy rozdíl mezi tím, jestli pacient dostává léčivo, placebo nebo nedostává nic. V programu R můžeme použít funkci aov. Nejprve vytvoříme faktory: > labels<-gl(3,10) > labels [1] 111111111122222222223333333333 Levels: 12 3 Význam slova faktor zatím ponecháme bez vysvětlování. Nyní použijeme funkci aov: > mujmodel<-aov(všechno"labels) > mujmodel Call: aov(formula = všechno ~ labels) Terms: labels Residuals Sum of Squares 6130.852 20800.218 Deg. of Freedom 2 27 Residual standard error: 27.75569 Estimated effects may be unbalanced Význam vlnovky ~ si objasníme v kapitole věnované regresi. K výsledkům se dostaneme pomocí funkce summary: > summary(mujmodel) Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) labels 2 6130.9 3065.4 3.9791 0.03058 * Residuals 27 20800.2 770.4 Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 71 KAPITOLA 13. ANALYSA ROZPTYLU Výsledkem je p-hodnota rovná 0,03058, tedy menší než 5 %. Nulovou hypotesu můžeme na hladině pravděpodobnosti 95 % zamítnout. Tato tabulka je takzvaná ANOVA tabulka prvního typu a zobrazuje název komponenty modelu, počet stupňů volnosti (df - degrees of freedom), součet čtverců odchylek (Sum Sq - sum of squares), průměrné součty čtverců (Mean S q, podíl předchozích dvou sloupků), hodnotu F-testového kritéria a p-hodnotu. Ekvivalentem kombinace aov a summary je funkce anova spolu s funkcí lm, kterou si ukážeme v kapitole věnované regresi: > anova(lm(všechno"lables)) Analysis of Variance Table Response: všechno Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) lables 2 6130.9 3065.4 3.9791 0.03058 * Residuals 27 20800.2 770.4 Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 Vztah mezi regresí a metodou ANOVA si rovněž vysvětlíme. Ještě je nutné zmínit, že pokud bychom použili metodu ANOVA pouze pro dva výběry, pak je to to samé, jako t-test s volbou stejných rozptylů t. test (var. equal=TRUE) . Nechám na čtenářích jestli si to sami vyzkouší. Pokud víme, že střední hodnoty nejsou stejné, jak zjistit jestli jestli léčivo funguje, nebo jestli funguje stejně jako placebo? Pořád musíme mít na paměti fakt, že použití t-testů způsobem každý s každým není správné. Je možné použít například Tukeyův test HSD {Honest Significant Difference), který si ukážeme bez bližšího vysvětlování: > TukeyHSD(aov(vsechno~labels)) Tukey multiple comparisons of means 95% family-wise confidence level Fit: aov(formula = všechno ~ labels) $labels diff lwr upr p adj 2- 1 -31.150077 -61.926401 -0.3737527 0.0468546 3- 1 -1.722877 -32.499201 29.0534473 0.9894393 3-2 29.427200 -1.349124 60.2035243 0.0629721 Metoda srovná každý výběr s každým. Pokud je p adj menší než zvolená pravděpodobnost (pro 95% pravděpodobnost to bude 0,05), pak je možné považovat tyto výběry 72 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R za rozdílné. V našem případě můžeme říci, že je rozdílná kontrola vůči sloučenině (2-1). Výsledek si můžeme vykreslit: > plot(TukeyHSD(aov(vsechno~labels))) 95% family-wise confidence level CO CM li_I_I " I I I ' I I I ' -60 -40 -20 0 20 40 60 Differences in mean levels of labels Obr. 13.1 Výnos Tukeyova testu HSD Zatím jsme se nezabývali významem faktorů vytvořeným funkcí gl. Místo nich je možné se stejným výsledkem použít písmena a, b a c: > jinefaktory<-as.factor(c(rep("a", times=10), + rep("b", times=10), + rep("c", times=10))) > jinefaktory [1] aaaaaaaaaabbbbbbbbbbcccccccccc Levels: a b c > anova(lm(všechno"jinefaktory)) Analysis of Variance Table Response: všechno Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) jinefaktory 2 6130.9 3065.4 3.9791 0.03058 * Residuals 27 20800.2 770.4 Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 > TukeyHSD(aov(všechno"jinefaktory)) Tukey multiple comparisons of means 95% family-wise confidence level 73 KAPITOLA 13. ANALYSA ROZPTYLU Fit: aov(formula = všechno ~ jinefaktory) $ jinefaktory diff lwr upr p adj b-a -31.150077 -61.926401 -0.3737527 0.0468546 c-a -1.722877 -32.499201 29.0534473 0.9894393 c-b 29.427200 -1.349124 60.2035243 0.0629721 Analysa rozptylu v podstatě porovnává rozptyl dat za předpokladu jedné hypotézy (například že záleží na tom, jestli pacient dostává lék, placebo nebo nedostává nic) s jinou hypotézou (že na podávání léčiva ani placeba nezáleží). Kromě jediného faktoru je možné testovat vliv více faktorů a jejich kombinací. Představme si, že chceme testovat vliv dvou různých sloučenin na růst tkáňových buněk. Tyto buňky vyžadují nějaký metabolit, který může být synthetisován dvěma různými metabolickými drahami. Pokud k buňkám přidáme inhibitor jedné nebo druhé metabolické dráhy, pak je možné předpokládat malý nebo žádný vliv na růst buněk, neboí inhibice jedné metabolické dráhy bude kompenzována druhou drahou. Podstatného utlumení růstu je možné dosáhnout pouze současným působením inhibitorů obou drah. Design pokusu může vypadat například takto: k první kultuře nebude přidáván žádný inhibitor, k druhé bude přidán inhibitor A, ke třetí inhibitor B a ke čtvrté budou přidány oba inhibitory současně. Pro každý ze čtyř vzorků budou provedena tři biologická opakování. Vygenerujme si modelová data: > none <- rnorm(3, mean=10) > justA <- rnorm(3, mean=10) > justB <- rnorm(3, mean=10) > AandB <- rnorm(3, mean=4) > všechno <- c(none, justA, justB, AandB) > boxplot(none, justA, justB, AandB) Přidáme faktory a vše uložíme do struktury indata typu data.frame: > addedA <- as.factor (c ( "n", "n","n","y", "y","y","n", "n","n", "y","y","y") ) > addedA [1] nnnyyynnnyyy Levels: n y > addedB <- as.factor (c ( "n", "n","n","n", "n","n","y", "y","y", "y","y","y") ) > addedB [1] nnnnnnyyyyyy Levels: n y > indata <- data.frame(addedA, addedB, všechno) > indata 74 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R addedA addedB všechno 1 n n 9 . 025124 2 n n 10 .572969 3 n n 8 . 871044 4 Y n 11 .239133 5 Y n 9 . 738088 6 Y n 10 .707252 7 n Y 11 .012759 8 n Y 8 .819868 9 n Y 10 .548955 10 Y Y 4 .405583 11 Y Y 5 .804360 12 Y Y 4 . 070786 Nakonec provedeme analysu rozptylu: > ml <- lm(vsechno~addedA+addedB, data=indata) > ml Call: lm(formula = všechno ~ addedA + addedB, data = indata) Coefficients: (Intercept) addedAy addedBy 10.804 -2.929 -2.705 > anova(ml) Analysis of Variance Table Response: všechno Df Sum Sq Mean Sq addedA 1 25.736 25.736 addedB 1 21.954 21.954 Residuals 9 41.491 4.610 Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 F value Pr(>F) 5.5824 0.04241 * 4.7620 0.05697 . Toto provedení analysy rozptylu odpovídá jednofaktorové analyse, neboť testujeme jestli růst buněk závisí na přídavku A a na přídavku B, ale nikoliv na jejich kombinaci. Jinými slovy prokládáme data rovnicí: všechno = a ■ addedA + b ■ addedB + c kde addedA a addedB zaujímá hodnoty 0 nebo 1, podle toho jestli byla sloučenina A 75 KAPITOLA 13. ANALYSA ROZPTYLU respektive B přidána. Jak ale tušíme, nezávisí pouze na tom, jestli daná sloučenina byla přidána, ale také na tom, jestli byly sloučeniny přidány současně. V řeči modelu by to vypadalo takto: všechno = a ■ addedA + b ■ addedB + c ■ addedA ■ addedB + d kde součin addedA s addedB nabývá hodnotu 1 pokud jsou přidány obě sloučeniny. V jazyce R je tento model vyjádřen zápisem vsechno~addedA*addedB. Tento zápis je ekvivalentní zápisu vsechno~addedA+addedB+addedA: addedB (více o zápisu modelů bude v tabulce 13.1). Analysu rozptylu tedy provedeme takto: > m2 <- lm(vsechno~addedA*addedB, data=indata) > m2 Call: lm(formula = všechno ~ addedA * addedB, data = indata) Coefficients: (Intercept) addedAy addedBy addedAy:addedBy 9.1312 0.4169 0.6407 -6.6918 > anova(m2) Analysis of Variance Table Response: všechno Df Sum Sq Mean Sq F value Pr (>F) addedA 1 25.736 25.736 26.040 0.0009265 *** addedB 1 21.954 21.954 22.213 0.0015157 ** addedA:addedB 1 33.585 33.585 33.981 0.0003919 *** Residuals 8 7.907 0.988 Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 Je vidět, že přídavek prvku addedA: addedB, tedy takzvané interakce posílil výsledný model. O tom se můžeme přesvědčit tak, že oba modely porovnáme pomocí funkce anova: > anova(ml,m2) Analysis of Variance Table Model 1: všechno ~ addedA + addedB Model 2: všechno ~ addedA * addedB Res.Df RSS Df Sum of Sq F Pr(>F) 76 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R 1 9 41 . 491 2 8 7 . 907 1 33.585 33.981 0.0003919 *** Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 Z výsledku (nízká p-hodnota) vyplývá, že druhý model je signifikantně lepší než první. To je logické, neboí je růst buněk inhibován přídavkem obou sloučenin najednou, což první model ignoruje. Obecně platí, že pokud vytváříme složitější a složitější modely pro popis experimentálních dat, pak nám tyto modely budou data lépe a lépe prokládat. Zároveň ale zvyšujeme počet stupňů volnosti a s nějakým obrovským bychom mohli proložit cokoliv. Právě analysa rozptylu může sloužit k tomu, abychom mohli z modelu vypustit všechny nepotřebné prvky, které příliš nezlepšují jeho kvalitu, ale přidávají stupně volnosti navíc. Je tedy možné navrhnou ještě jednoduší model všechno = a ■ addedA ■ addedB + b. Pro takovýto model si musíme vytvořit faktor addedboth: > addedboth <- as.factor(c(rep ( "n", times=9), rep("y", times=3))) > addedboth [1] nnnnnnnnnyyy Levels: n y který zaujímá hodnotu n pokud není přidán žádný nebo jen jeden inhibitor a y pokud jsou přidány oba (model nejde zapsat jako vsechno~addedA: addedB, protože ten je ekvivalentní vsechno~addedA*addedB, zkoušel jsem to). Analysu rozptylu provedeme obvyklým způsobem: > m3<-lm(vsechno~addedboth) > m3 Call: lm(formula = všechno ~ addedboth) Coefficients: (Intercept) addedbothy 9.484 -5.987 > anova(m3) Analysis of Variance Table Response: všechno Df Sum Sq Mean Sq F value Pr (>F) addedboth 1 80.640 80.640 94.414 2.067e-06 *** Residuals 10 8 .541 0 .854 77 KAPITOLA 13. ANALYSA ROZPTYLU Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 Oba modely poté můžeme porovnat funkcí anova: > anova(m3,m2) Analysis of Variance Table Model 1: všechno ~ addedboth Model 2: všechno ~ addedA * addedB Res.Df RSS Df Sum of Sq F Pr(>F) 1 10 8.5411 2 8 7.9067 2 0.6344 0.321 0.7344 Nízká p-hodnota značí, že snížení rozptylu použitím složitějšího modelu není signifikantní. Jinými slovy nemáme dostatek důkazů pro to, abychom předpokládali, že složitější model vsechno~addedA*addedB vystihuje data lépe než model vsechno~bothadded. Ještě poznámka, pokud byste nechtěli vytvářet speciální faktor bothadded, pak je možnost využít zápisu vsechno~I (addedA*addedB), který ale funguje pouze pokud addedA a addedB budou nabývat hodnoty 1 a 0, nikoliv y a n (viz kapitola věnovaná regresi). Použití analysy rozptylu při hledání nejlepšího modelu si ještě ukážeme na příkladech lineární a nelineární regrese. Dalším nástrojem, který je možné použít při zjednodušování složitých modelů, je Akaikeho informační kritérium. V R pro něj existuje funkce AIC. Pokud někoho vědecká kariéra zavede do oblasti, kde bude muset hodnotit a zjednodušovat model, pak mu doporučuji zaměřit svoji pozornost i na tuto funkci. Při použití metody ANOVA bychom měli mít na paměti, že výběry mají mít normální rozdělení. Neparametrickým zobecněním analýzy rozptylu je Kruskalův-Wallisův test, který je možné v programu R provést funkcí kru skal. test. 78 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 14 Korekce p-hodnot V předchozí kapitole jsme jako řešení problému mnohonásobného porovnávání vyzkoušeli analýzu rozptylu. Pomocí funkce aov nebo anova jsme testovali zda jsou všechny soubory stejné nebo zda mezi nimi existuje rozdíl. Pokud nám vyjde, že mezi výběry není rozdíl, pak nemá cenu se jimi dále zabývat. Pokud vyjde, že rozdíl mezi výběry je, pak je možné použili funkci TukeyHSD abychom porovnali každý výběr s každým. Existují ale i další postupy. Postupy, které si ukážeme v této kapitole, jsou založené na provedení mnoha dvouvýběrových t-testů a následné korekci p-hodnot. Program R obsahuje funkci pairwise.t.test. Ta umožňuje porovnat několik souborů každý s každým. Ukážeme šiji na souboru z klinického testu: labels<-gl (3,10) vsechno<-c (kontrola, sloučenina, placebo) > pairwise.t.test(všechno, labels, p.adjust.method="none", pool.sd=F) Pairwise comparisons using t tests with non-pooled SD data: všechno and labels 1 2 2 0 .025 - 3 0 . 894 0.022 P value adjustment method: none Tato funkce provede t-test každého souboru s každým a vyhodí všechny p-hodnoty v matici. Pokud si vyzkoušíte všechny možné t-testy, pak by měl být výsledek stejný. Pokud vynecháte volbu pool.sd=F, pak program předpokládá, že všechny soubory mají stejnou 79 KAPITOLA 14. KOREKCE P-HODNOT směrodatnou odchylku, vypočte její odhad a použije ji pro t-testy: > pairwise.t.test(všechno, labels, p.adjust.method="none") Pairwise comparisons using t tests with pooled SD data: všechno and labels 1 2 2 0.018 - 3 0.891 0.025 P value adjustment method: none Takto získané p-hodnoty jsou nesprávné kvůli problému mnohonásobného porovnávání. Funkce pairwise.t.test obsahuje několik korekcí p-hodnot, které si můžeme vypsat pomocí help(p.adjust.methods). Nejstarší metoda je Bonferroniho korekce ("bonferroni"), která je uvedena spíše z historických důvodů a byla překonána. Tato metoda spočívá v tom, že p-hodnoty jsou vynásobeny počtem porovnávání (pokud přesáhne násobek hodnotu jedna, pak je automaticky jedna). Pro náš soubor vyjde: > pairwise.t.test(všechno, labels, p.adjust.method="bonferroni") Pairwise comparisons using t tests with pooled SD data: všechno and labels 1 2 2 0 .055 - 3 1.000 0.075 P value adjustment method: bonferroni Novější metoda je podle Holma a Bonferroniho ("holm"). Spočívá v tom, že se nejnižší p-hodnota násobí počtem porovnávání, druhá nejnižší se násobí počtem porovnávání mínus jedna atd: > pairwise.t.test(všechno, labels, p.adjust.method="holm") Pairwise comparisons using t tests with pooled SD data: všechno and labels 80 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R 1 2 2 O .055 - 3 0.891 0.055 P value adjustment method: holm 3 ■ I 95% family-wise confidence level -1— -20 Linear Function 20 Obr. 14.1 Grafická representace výsledků Dunnettova testu Asi nejpoužívanější korekční metodou v biologických vědách je dnes metoda podle Benjaminiho a Hochberga. Pokud například otestujeme 10 000 protinádorových sloučenin a touto metodou na hladině pravděpodobnosti 95 % identifikujeme 100 aktivních molekul a nakonec těchto 100 molekul znovu otestujeme, pak by nám tento test měl potvrdit aktivitu u přibližně 95 z nich a přibližně 5 by mělo být falešně positivních. Metoda podle Benjaminiho a Hochberga se použije pomocí volby "BH"nebo "fdr"(jako false discovery rate): > pairwise.t.test(všechno, labels, p.adjust.method="BH") Pairwise comparisons using t tests with pooled SD data: všechno and labels 1 2 2 0 .038 - 3 0.891 0.038 P value adjustment method: BH 81 KAPITOLA 14. KOREKCE P-HODNOT Zatím všechny metody porovnávali každý soubor s každým. V biologických vědách se často setkáme s porovnáváním velké série souborů, které například odpovídají různým testovaným sloučeninám, s kontrolním experimentem. Pro tento účel existuje neprávem opomíjený Dunnettův test. Pro jeho použití potřebujeme balíček multcomp. Ukážeme si jej na datech z klinického testu sloučeniny. Nejprve si aktivujeme balíček multcomp a vytvoříme si data.frame: > require(multcomp) > mydata <- data.frame(labels, všechno) Pak musíme programu říct co je kontrola: > mydata$labels <- relevel(mydata$labels, ref=l) Nakonec provedeme analýzu rozptylu, vypočteme p-hodnoty, intervaly spolehlivosti a nakreslíme graf: > mydata.aov <- aov(všechno ~ labels, data=mydata) > mydata.dunnett <- glht(mydata.aov, linfct = mcp(labels="Dunnett")) > summary(mydata.dunnett) Simultaneous Tests for General Linear Hypotheses Multiple Comparisons of Means: Dunnett Contrasts Fit: aov(formula = všechno ~ labels, data = mydata) Linear Hypotheses: Estimate Std. Error t value Pr(>|t|) 2 - 1 == 0 -31.150 12.413 -2.510 0.034 * 3 - 1 == 0 -1.723 12.413 -0.139 0.986 Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 (Adjusted p values reported — single-step method) > confint(mydata.dunnett) Simultaneous Confidence Intervals Multiple Comparisons of Means: Dunnett Contrasts Fit: aov(formula = všechno ~ labels, data = mydata) 82 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Quantile = 2.3334 95% family-wise confidence level Linear Hypotheses: Estimate lwr upr 2 - 1 == 0 -31.1501 -60.1141 -2.1860 3 - 1 == 0 -1.7229 -30.6869 27.2412 > plot(mydata.dunnett) Kromě výše uvedených korekcí existují další, například založené na Bayesovské statistice (podmíněné pravděpodobnosti), které se využívají při zpracování dat z microarray a podobných experimentů. 83 KAPITOLA 14. KOREKCE P-HODNOT 84 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 15 Grafická representace statistických testů v biologických vědách V biologických vědách, konkrétně v biochemii, molekulární a buněčné biologii, je používán velmi oblíbený, ale do určité míry specifický způsob jak graficky prezentovat výsledky. Představte si, že chcete v odborném článku presentovat vliv různých sloučenin na růst buněk. Provedete kultivaci buněk bez jakékoliv přidané sloučeniny a s přídavkem jednotlivých sloučenin. U každého pokusu provedete čtyři opakování. Pak vyhodnotíte růst a z výsledků vypočtete průměr, směrodatnou odchylku, případně střední chybu průměru. Výsledky je potom možné vynést ve formě sloupcového grafu, kde každý sloupec bude odpovídat jednotlivým sloučeninám spolu s jedním sloupcem pro kontrolu. Pokud bude výška sloupce pro nějakou sloučeninu porovnatelná s kontrolou, pak to znamená, že sloučenina nemá žádný vliv na růst. Pokud bude sloupec miniaturní, pak se jedná o silný inhibitor růstu a možná například i potenciální protinádorové léčivo. Je ale záhodno nějak graficky vyjádřit přesnost dat. Obvykle se k tomuto účelu používají chybové úsečky. Chybové úsečky mohou představovat buď směrodatné odchylky nebo střední chyby průměru. První veličinu použijeme v případě, že chceme vyjádřit variabilitu dat. Střední chybu průměru bychom použili v případě, že chceme vyjádřit přesnost dat (což by byl asi i případ našich buněk). Je možné se setkat i s jinými veličinami vynesenými jako chybové úsečky. V každém případě člověk nic nezkazí tím, že do popisku grafu uvede jaké veličiny byla vyneseny jako chybové úsečky. Samotné chybové úsečky nemohou nahradit testování hypotes pomocí t-testu, ana- 85 KAPITOLA 15. GRAFICKÁ REPRESENTACE STATISTICKÝCH TESTŮ V BIOLOGICKÝCH VĚDÁCH lysy rozptylu a dalších metod. Tím se dostáváme ke zvláštnosti grafů používaných v biologických vědách. Velmi často se setkáme s tím, že nad jednotlivými sloupci najdeme jednu, dvě nebo tři hvězdičky, případně zkratku „N.S". To znamená, že byl proveden test statistické hypotesy (zase je vhodné uvést jaký) a jeho výsledky jsou vyjádřeny těmito symboly. Tři hvězdičky obvykle značí P-hodnotu 0 až 0,001, dvě hvězdičky značí 0,001 až 0,01 a jedna hvězdička 0,01 až 0,05. Zkratka N.S. značí not significant, tedy více než 0,05. Někdy je přímo uvedena P-hodnota, například ,,P = 0.021". Význam hvězdiček ale může být i jiný a není na škodu jej vysvětlit v popisku grafu. Pokud se hvězdičky vyskytují nad jednotlivými sloupci ve sloupcovém grafu, pak to znamená, že byl proveden test, který porovnal data odpovídající jednotlivým sloupcům s vhodným referenčním pokusem (v našem případě s neošetřenými buňkami). Jindy jsou pomocí statistických testů porovnávány data odpovídající jednotlivým sloupcům. Pak je v grafu přidána vodorovná přímka nebo jakýsi můstek, který spojuje dva sloupce, a hvězdičky (nebo „N.S.") jsou uvedeny nad ním. Mimo sloupcových grafů se s hvězdičkami setkáme i u box-plotů a dalších grafu. Jak bylo uvedeno v úvodu této kapitoly, tento způsob zobrazování výsledků je specifický pro molekulární biologii a nepoužívají jej pravoverní chemici, fyzici, matematici, statistici, dokonce ani bioinformatici. Program R vychází z komunity statistiků a do biologických věd jej zavlekli bioinformatici. Vzhledem k tomu, že ani jedna z těchto skupin nemá vřelý vztah k hvězdičkám v grafech, není tato možnost v R podporována. Proto j sem se pokusil tuto možnost, alespoň provizorně do R přidat. Prozatímní výsledek této snahy předkládám na stránkách http : / / web . vscht .cz/spiwokv/rasterisk. html. Velmi ocením jakékoliv náměty a připomínky, které mohou vést k tomu, že v budoucnosti bude tato snaha pretransformovaná do formy balíčku v R. 86 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 16 Popisná vícerozměrná statistika Dříve než se vrhneme na výklad o lineární a nelineární regresi, tak si představíme dvě základní veličiny popisné statistiky vícerozměrných dat, a to korelací a kovariancí. Tyto dvě veličiny bývají tím prvním na co se člověk podívá, když hledá vztahy mezi veličinami. Nejprve si vytvoříme modelová data: > x<-l:10 > y<-2:11+rnorm(10, sd=0.5) > x [1] 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 > Y [1] 2.709754 2.048211 3.947423 5.087165 5.889646 5.869065 7.855641 [8] 8.561714 10.018594 11.542838 > plot(x,y) O o n r 8 10 Obr. 16.1 Modelová data Kovarianční koeficient vypočteme „ručně" takto: 87 KAPITOLA 16. POPISNÁ VÍCEROZMĚRNÁ STATISTIKA Tabulka 16.1 Korelace a kovariance veličina R vzoreček kovariance cov ( ) cov(x,y) If=1 (X-Mx))(.y-M(y)) korelace cor () cor(x,y) Vlf=1(^(X))2Ef=1(y-My)): > sum((x-mean(x))*(y-mean(y)))/(length(x)-l) [1] 9.258152 Korelační koeficient (také Pearsonův korelační koeficient) vypočteme takto: > sum((x-mean(x))*(y-mean(y)))/sqrt (sum ( (x-mean(x) )"2)*sum( (y-mean(y) )"2)) [1] 0.9826675 Samozřejmě program R má pro obě veličiny své funkce: > cov(x,y) [1] 9.258152 > cor(x,y) [1] 0.9826675 Rozdíl mezi korelací a kovariancí je ten, že kovariance je veličinou absolutní, kdežto korelace je relativní. Korelační koeficient je možné vypočítat také vydělením kovariance směrodatnými odchylkami obou veličin: > cov(x, y)/(sd(x)*sd(y)) [1] 0.9826675 Funkce cov a cor je možné použít i ve spojení s objekty data . f rame a matrix. V tom případě vrátí program kovarianční, respektive korelační matici, tedy vypočte kova-rianci/korelaci každého sloupce s každým. 88 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 17 Lineární regrese Pro vlastní lineární regresi má program R funkci lm, čili linear model. Ta umožňuje prokládat data lineární regresí a to jak funkcí jedné, tak i dvou a více proměnných. Umožňuje i použít polynomiální regresi a podobné regrese, kde je možné funkci lineárně zkombinovat z více funkcí. Jak bylo vidět na příkladu analysy rozptylu, funkce lm má daleko širší použití. Por lineární regresi modelových dat z předchozí kapitoly je možné použít tento postup: > linfit <- lm(y~x) > linfit Call: lm(formula = y ~ x) Coefficients: (Intercept) x 0.7981 1.0100 > summary(linfit) Call: lm(formula = y ~ x) Residuals: Min 1Q Median 3Q Max -0.9889 -0.2403 0.0805 0.2195 0.9017 Coefficients: Estimate Std. Error t value Pr(>|t|) 89 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R nebo použít funkci coef: > coef(linfit)[1] (Intercept) 0.7981139 > coef(linfit) [2] x 1.009980 Tyto veličiny můžeme použít k nakreslení přímky, která prokládá data, nebo jednodušeji můžeme použít funkci abline: > plot(x,y) > abline (linfit) 2 4 6 8 10 X Obr. 17.1 Proložení dat funkcemi lm a abline Dosud jsme používali analysu rozptylu pro nespojité nezávisle proměnné, tedy faktory. Například při hledání rozdílů mezi pacienty, jimž bylo podáváno léčivo, placebo nebo nic, jsme měli nezávisle proměnnou - faktor, který může nabývat tří nespojitých hodnot pro léčivo, placebo nebo nic. Proč ale nevyužít analysu rozptylu pro spojitá data? Funkce lm slouží k vytváření lineárních modelů a „její jedno", jestli nezávisle proměnná veličina je nebo není spojitá. Analysa rozptylu pro testování vlivu léčiva prokládá data funkcí: účinek = a ■ léčivo + b ■ placebo + c kde proměnné léčivo a placebo nabývají hodnot 0 nebo 1. Stejně tak je možné využít analysu rozptylu pro spojité nezávisle proměnné. Tato vlastnost se hodí pokud chceme zjistit, zdali zesložif ování nějakého modelu má nebo nemá opodstatnění. Pokud například proložíme nějaká naměřená data lineráním modelem (y = a ■ x + b), pak to zkusíme polynomem druhého stupně (y = a ■ x2 + b ■ x + c), 91 KAPITOLA 17. LINEÁRNÍ REGRESE třetího stupně a tak dále, bude nám vycházet, že čím je polynom vyšší tím je proložení dat lepší. Podobně když budeme nějaký regresní model doplňovat jinými funkcemi než jsou polynomy, tak také můžeme pozorovat zlepšování proložení, čili pokles součtu čtverců odchylek. Je ale jasné, že nemá význam zesložif ovat model donekonečna. Místo toho je vhodné nalézt nějaký způsob jak odhalit, zdali nějaký prvek v modelu přináší nebo nepřináší signifikantně lepší proložení. Přesně v tomto duchu funguje analýza rozptylu. V úloze věnované porovnání kontroly, léčiva a placeba jsme porovnali dvě hypotesy, buď že je jedno co pacienti dostávají, nebo na tom záleží. Pro obě tyto hypotesy jsme vypočetli rozptyly a ty jsme porovnali. Podobnou operaci můžeme provést se dvěma regresními modely, například pro model y = a ■ x a model y = a-x + b. Data proložíme pomocí obou modelů, spočítáme rozptyly a porovnáme je. Tak zjistíme, jestli přídavek konstatny b do modelu vedl k signifikantnímu zlepšení modelu, nebo jestli to bylo jen zbytečné zesložitění modelu. V modelové úloze, na které si ukážeme analysu rozptylu v kombinaci s regresí, nás bude zajímat, jestli účinnost potenciálního léčiva závisí na jeho polárnosti lineárně nebo jestli je lepší použít polynom druhého stupně. Pokus by vypadal tak, že by bylo nejprve nutné připravit sérii derivátů nějaké biologicky aktivní látky, například u nějakého léčiva vyměnit acetylovou skupinu za propionyl, butyryl atd. U každé jednotlivé sloučeniny by pak bylo nutné změřit nebo vypočítat polárnost (nejčastěji logP, tedy logaritmus rozdělo-vacího koeficientu mezi oktanol a vodu) a také otestovat biologickou aktivitu. Připravíme si modelová data, která budou vycházet z lineárního vztahu: > logp <- -0.2*1:8+0.l*rnorm(8) > aktivita<-l:8+rnorm(8) > plot (logp, aktivita) Použitím funkcí lm a anova s lineárním modelem se dozvíme, že na polárnosti molekul záleží: > modl <- lm(aktivita~logp) > modl Call: lm(formula = aktivita ~ logp) Coefficients: (Intercept) logp -0.6795 -5.5187 92 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R CO +^ '> co -1.5 -1.0 logp -0.5 Obr. 17.2 Modelová data pro kombinaci regrese a analysy rozptylu > anova(modi) Analysis of Variance Table Response: aktivita Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) logp 1 60.084 60.084 29.709 0.001587 ** Residuals 6 12.135 2.022 Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 Kromě lineárního modelu chceme otestovat ještě polynom druhého řádu. Pro něj můžeme použít funkci lm, protože se jedná o takzvaný obecný lineární model, tedy že závisle proměnnou můžeme vyjádřit jako lineární kombinaci Model bude vypadat takto: > mod2 <- lm(aktivita~poly(logp, 2)) > mod2 Call: lm(formula = aktivita ~ poly(logp, 2)) Coefficients: (Intercept) poly(logp, 2)1 poly(logp, 2)2 4.4876 -7.7514 0.5006 > anova(mod2) Analysis of Variance Table 93 KAPITOLA 17. LINEÁRNÍ REGRESE Response: aktivita Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) poly(logp, 2) 2 60.334 30.167 12.692 0.01098 * Residuals 5 11.884 2.377 Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 Pokud chcete mít v ANOVA tabulce jak prvek pro x tak i pro x2, zkuste zapsat model jako: > mod2 <- lm(aktivita~logp+I (logp~2)) Modely modl amod2 můžeme porovnat pomocí funkce anova: > anova(mod2, modl) Analysis of Variance Table Model 1: aktivita ~ poly(logp, 2) Model 2: aktivita ~ logp Res.Df RSS Df Sum of Sq F Pr(>F) 1 5 11.8839 2 6 12.1346 -1 -0.2506 0.1054 0.7585 čímž zjistíme, že zlepšení modelu přídavkem polynomu druhého řádu není signifikantní. Jinými slovy nemáme dostatek důkazů pro to, abychom předpokládali, že binomický model vystihuje experimentální data lépe než lineární model. 94 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 18 Nelineární regrese Klasickým uplatněním nelineární regrese v biologických vědách je prokládání naměřených hodnot vztahem: y b+x který funguje na enzymovou kinetiku (model podle Michaelise a Menten), vazbu ligandu na protein a jiné procesy, kdy je nějaké vazebné místo saturováno. Je sice možné tento vztah převést do tvaru: 1/y = (b / á)l /x + l / a a pak lineárně prokládat hodnoty 1 /y j ako funkci l/x (a také se to hodně dělá), ale tento postup zkresluje chyby a může vést ke špatným řešením. Daleko elegantnější je použití nelineární regrese. V programu R se nelineární regrese provádí pomocí funkce nl s (jako non-linear least squares - nelineární metoda nejmenších čtverců). Její použití si ukážeme na modelových datech uložených v souboru. Soubor má následující tvar: 1 0 0 56 0 58 0 37 0 39 2 0 0 95 0 94 0 50 0 48 3 0 1 21 1 19 0 57 0 55 4 0 1 38 1 38 0 60 0 60 5 0 1 54 1 51 0 62 0 61 První sloupec značí koncentraci substrátu, která odpovídá veličině x. Druhý a třetí sloupeček jsou dvě opakování měření rychlosti reakce, která v rovnici figuruje jako y. Další sloupečky jsou měření v přítomnosti inhibitoru a zatím je budeme ignorovat. Soubor si načteme do R: > indata <- read.table("kinetika.txt") > indata VI V2 V3 V4 V5 1 1 0.56 0.58 0.37 0.39 2 2 0.95 0.94 0.50 0.48 3 3 1.21 1.19 0.57 0.55 4 4 1.38 1.38 0.60 0.60 95 KAPITOLA 18. NELINEÁRNÍ REGRESE 5 5 1. 54 1.51 0.62 0.61 Pak si hodnoty koncentrací nahrajeme do vektoru x a průměr rychlostí do y: > x <- indata[,l] > x [1] 1 2 3 4 5 > y <- (indata[,2]+indata[,3])12 > y [1] 0.570 0.945 1.200 1.380 1.525 Vzhledem k tomu, že nelineární regrese probíhá na rozdíl od lineární numericky, je nutné na začátku zadat odhady hodnot aab. Hodnota a (limitní rychlost) by měla být lehce nad hodnotami y, takže zvolíme 2. Hodnota b (Michaelisova konstanta) by se měla pohybovat někde mezi hodnotami x, takže zvolíme také 2. Vlastní regrese probíhá takto: > nlsfit <- nls(y~a*x/(b+x), start=list(b=2, a=2)) > nlsfit Nonlinear regression model model: y ~ a * x/(b + x) data: parent.frame() b a 3 . 522 2.600 residual sum-of-squares: 5.897e-05 Number of iterations to convergence: 4 Achieved convergence tolerance: 5.443e-07 ^-1-1-1-1-r 0 1 2 3 4 6 Obr. 18.1 Proložení dat neinhibované reakce funkcí nls K přesnostem hodnot a ke středním chybám se dostaneme funkcí summary: 96 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > summary(nlsfit) Formula: y ~ a * x/(b + x) Parameters: Estimate Std. Error t value Pr(>|t|) b 3.52188 0.06159 57.18 1.18e-05 *** a 2.60025 0.02322 112.01 1.57e-06 *** Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 Residual standard error: 0.004433 on 3 degrees of freedom Number of iterations to convergence: 4 Achieved convergence tolerance: 5.443e-07 A vše si můžeme nakreslit takto: > plot(x,y) > t <- 0 :500/100 > lines (t, coef (nlsfit) ["a"]*t/(coef(nlsfit) [ "b"]+t)) Podobný výpočet je možné provést i pro inhibovanou reakci (další dva sloupce v souboru). Při studiu inhibice enzymů nás často zajímá, jestli je testovaný inhibitor kompetitivní, nekompetitivní nebo akompetitivní. To se dá poznat z toho, jak se přídavkem inhibitoru snižují nebo zvyšují hodnoty vum a Km (u nás a a b). Podívejme se tedy na naše výsledky: > nlsfit Nonlinear regression model model: y ~ a * x/(b + x) data: parent.frame() b a 3 . 522 2.600 residual sum-of-squares: 5.897e-05 Number of iterations to convergence: 4 Achieved convergence tolerance: 5.443e-07 > yi <- (indata[,4]+indata[,5])12 > nlsfiti <- nls(yi~ai*x/(bi+x), start=list(bi=2, ai=2)) > nlsfiti Nonlinear regression model model: yi ~ ai * x/ (bi + x) data: parent.frame() 97 KAPITOLA 18. NELINEÁRNÍ REGRESE bi ai 0.9566 0.7362 residual sum-of-squares: 0.0001247 Number of iterations to convergence: 6 Achieved convergence tolerance: 1.468e-07 Obě hodnoty se přídavkem inhibitoru snížili, a to přibližně ve stejném poměru. To odpovídá akompetitivní inhibici. Kvantitativně je možné toto otestovat tak, že porovnáme hodnoty každé veličiny pro inhibovanou a neihibovanou reakci, a to například t-testem. Zde si ale ukážeme ještě rigoróznější postup, a to porovnání nelineárních modelů metodou ANOVA. ANOVA porovnává součet čtverců odchylek, který vyjde za předpokladu, že testovaný faktor bereme a nebereme v úvahu. V tomto případě by testovaným faktorem mohlo být přítomnost inhibitoru. Upravme si testovaná data do tabulky, kde budou hodnoty rychlostí reakcí v jednou sloupečku a navíc přibude sloupeček vyjadřující přítomnost inhibitoru. > x <- c(indata[,1], indata[,l]) > ys<-c(y,yi) > isinh<-c(rep(0, times=5), rep(l, times=5)) > indata <- data.frame(x,ys,isinh) > indata x ys isinh 1 1 0.570 0 2 2 0.945 0 3 3 1.200 0 4 4 1.380 0 5 5 1.525 0 6 1 0.380 1 7 2 0.490 1 8 3 0.560 1 9 4 0.600 1 10 5 0.615 1 Pak se na celou rovnici můžeme dívat jako na rovnici dvou proměnných: koncentrace substrátu x a přítomnosti inhibitoru isinh. Pro regresi použijeme model, který bude zahrnovat oba faktory: > nlsfit <- nls(ys~(a+deltaa*isinh)*x/((b+deltab*isinh)+x), + data=indata, start=list(b=2, a=2, deltaa=l, deltab=l)) > nlsfit 98 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R o oj 2 3 indata[, 1 ] Obr. 18.2 Proložení dat neinhibované a inhibované reakce za předpokladu, že přídavek inhibitoru ovlivňuje jak hodnotu limitní rychlosti, tak i Michaelisovy konstanty (akompetitvní inhibice). Data představují kolečka, model křížky. Nonlinear regression model model: ys (a + deltaa * isinh) * x/ ( (b + deltab * isinh) + x) data: indata b a deltaa deltab 3.522 2.600 -1.864 -2.565 residual sum-of-squares: 0.0001836 Number of iterations to convergence: 8 Achieved convergence tolerance: 1.071e-07 > summary(nlsfit) Formula: ys (a + deltaa * isinh) * x/((b + deltab * isinh) + x) Parameters: Estimate Std. Error t value Pr(>|t|) b 3.52188 0.07685 45.83 7.23e-09 *** a 2.60025 0.02897 89.76 1.29e-10 *** deltaa -1.86400 0.03041 -61.29 1.27e-09 *** deltab -2.56524 0.08923 -28.75 1.17e-07 *** Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 Residual standard error: 0.005532 on 6 degrees of freedom Number of iterations to convergence: 8 99 KAPITOLA 18. NELINEÁRNÍ REGRESE Obr. 18.3 Proložení dat neinhibované a inhibované reakce za předpokladu, že přídavek inhibitoru ovlivňuje pouze hodnotu Michaelisovy konstanty (kompetitvní inhibice) Data představují kolečka, model křížky. Achieved convergence tolerance: 1.071e-07 Tři hvězdičky u deltaa a deltab ukazují, že se hodnota a a b mění s přídavkem inhibitoru. To odpovídá akompetitivní inhibici, kdy se mění jak a, tak i b. Výsledek si můžeme nakreslit: > plot(indata[,1], indata[,2], xlim=c(0,5), ylim=c(0,2)) > points(indata[,1], + (coef(nlsfit) [ "a"]+coef (nlsfit) ["deltaa"]*isinh)*indata[,1]/ + ( (coef (nlsfit) [ "b"]+coef (nlsfit) ["deltab"]*isinh)+indata[,1]), + pch=3, col="red") Podobný model můžeme provést například pro kompetitivní inhibici, kdy se mění pouze b: > nlsfitkomp <- nls(ys~a*x/((b+deltab*isinh)+x), data=indata, + start=list(b=2, a=2, deltab=l)) > plot(indata[,1], indata[,2], xlim=c(0,5), ylim=c(0,2)) > points(indata [,1], + coef(nlsfitkomp)["a"]*indata[,1]/ + ((coef(nlsfitkomp)["b"]+coef(nlsfitkomp)["deltab"]*isinh)+indata[,1]), + pch=3, col="red") Jak je vidět, výsledný model prokládá experimentální data mnohem hůře. Kvantitativně to můžeme otestovat tak, že oba modely porovnáme funkcí ANOVA: > anova(nlsfit, nlsfitkomp) Analysis of Variance Table 100 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Model 1: ys (a + deltaa * isinh) * x/((b + deltab * isinh) + x) Model 2: ys ~ a * x/((b + deltab * isinh) + x) Res.Df Res.Sum Sq Df Sum Sq F value Pr(>F) 1 6 0.000184 2 7 0.070714 -1 -0.070531 2304.5 5.478e-09 *** Signif. codes: 0 '***' 0.001 0.01 0.05 V 0.1 1 ' 1 Podobně můžeme vytvořit model nlsfitnekomp pro nekompetitivní inhibici (mění se a, nemění b), srovnat jej s modelem nlsf i t a tak prokázat, zda se jedná o inhibici akompetitivní. 101 KAPITOLA 18. NELINEÁRNÍ REGRESE 102 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 19 Analysa hlavních komponent S analysou hlavních komponent (principál component analysis, PCA) se setkáme snad ve všech oblastech vědy. Princip této metody si vysvětlíme na poněkud speciálním příkladu. Představte si, že jste na výletě v Českém Ráji a chcete jít na pěší túru. Protože tento kraj neznáte, bylo by dobré mít k dispozici mapu. Váš kamarád mapu má, ale nechce vám ji půjčit, protože sám tento kraj nezná a chystá se na túru ve stejný den jako vy. Proto se s ním domluvíte, že vezme svou mapu, pomocí pravítka změří souřadnice různých orientačních bodů, jako jsou vesnice, kopce, pamětihodnosti a rozcestí, dá vám jejich seznam spolu se jejich souřadnicemi a vy si pak budete moci na milimetrovém papíře vytvořit vlastní mapu. Jenže váš kamarád je zvrhlík. Místo toho, aby položil mapu na rovný stůl a pro každý bod změřil souřadnice x a y, zavěsí mapu náhodně do prostoru os x,yaza pro každý orientační bod změří tři Kartézské souřadnice. Pokud bychom si vybrali jenom dvojice os x-y, y-z nebo x-z, pak by byla výsledná mapa na milimetrovém papíře výrazně deformovaná. Jak tedy překreslit mapu tak, aby alespoň trochu připomínala původní pomůcku turisty? Je nutné nalézt rovinu, na níž se všechny body nachází, a vyjádřit jejich polohu na této rovině. K tomuto účelu je možné použít analysu hlavních komponent. Intuitivně by bylo možné použít lineární regresi a proložit například hodnoty souřadnic z pomocí vztahu z = ax + by + c. Nevýhodou ale je, že v této regresi máme závisle a nezávisle proměnné a klidně se můžeme dostat ke koeficientům a nebo b blízkým nekonečnu. Analysa hlavních komponent představuje jakýsi zobecněný postup. V první kroku je vypočten geometrický střed zvrhlíkovy mapy Českého Ráje. Souřadnice x, y a z tohoto středu vypočteme jako průměry jc-ových, >>-ových 103 KAPITOLA 19. ANALYSA HLAVNÍCH KOMPONENT X1 ■12.05 -11.95 _I_I_i ,, i. 0 zvrhlikovamapa<-read.table("zvrhlikovamapa.txt", header=TRUE) > zvrhlikovamapa body.místo XI X2 X3 1 Dolní Bousov 49.90128 -12.04325 14.96228 104 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R D(te3iice Libáň Staré (Hrady Dolní Bousov Marktfartice Sarnšina Jičín Valdice želeQnic Sobotka Liboisvice MladCJov Újezd p.T. Roveneko p.T. Tatcbity Kobefovy MalácSkála projections!, 1] Obr. 19.2 Projekce zvrhlíkovy mapy do dvourozměrného prostoru pomocí analysy hlavních komponent (omluvte fakt, že si R neporadí se znakem ě) 2 Kněžmost 49.86431 -12.00842 14.87273 3 Bakov n.J. 49.79464 -12.00842 14.80099 23 Železnice 50.10301 -12.01539 15.12880 24 Valdice 50.09272 -12.02932 15.13880 > plot(zvrhlikovamapa [,2:4]) Jak vidíte, pro popis bodů potřebujeme znát všechny tři souřadnice, pouhé dvojice souřadnic dávají deformovanou mapu. Nyní si ukážeme analysu hlavních komponent „ručně". Nejprve posuneme souřadnice do geometrického středu pomocí příkazu scale, který umožňuje data buď centrovat (odečíst průměry, náš případ) nebo škálovat (odečíst průměry a výsledné souřadnice vydělit odhady směrodatných odchylek, to my nechceme). Pro vycentrování použijeme tento příkaz: > coordinates<-cbind(scale(zvrhlikovamapa[,2],center=TRUE,scale=FALSE) , + scale(zvrhlikovamapa[, 3] , center=TRUE,scale=FALSE), + scale(zvrhlikovamapa[,4],center=TRUE,scale=FALSE)) Poté vypočteme kovarianční matici: > covariance<-cov(coordinates) ze které vypočteme funkcí e i gen vlastní čísla (eigenvalues) a vlastní vektory (eigenvectors). Pokud nevíte co jsou vlastní čísla a vlastní vektory, tak se podívejte do nějaké učebnice (lineární) algebry. Vlastní vektory jsou právě těmi vektory které hledáme a pomocí nichž získáme požadovanou dvourozměrnou projekci. > evalvecs<-eigen(covariance) 105 KAPITOLA 19. ANALYSA HLAVNÍCH KOMPONENT -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 (M U CL Obr. 19.3 Projekce zvrhlíkovy mapy do I I I I I dvourozměrného prostoru pomocí analysy -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 hlavních komponent (funkcemi prcomp a biplot) PCI > evalvecs $values [1] 1.239185e-02 5.537674e-03 1.734723e-18 $vectors [,1] [,2] [,3] [1,] 0.71582688 -0.4876526 0.4997868 [2,] 0.02657276 -0.6961998 -0.7173561 [3,] 0.69777200 0.5267835-0.4854002 Novou mapu získáme tak, že provedeme projekci původní trojrozměrné mapy do dvojrozměrného prostoru prvních dvou hlavních komponent. Prakticky to znamená pro každý bod vypočítat vzdálenost od středu ve směru prvního a druhého vlastního vektoru. Vzhledem k tomu, že vlastní vektory jsou z principu jednotkové (jejich délka je rovná jedné), pak je možné vypočíst projekci tak, že vezmeme pozici bodu a vlastní vektor a vypočteme jejich skalární součin. > pro jections<-cbind(coordinates%*%evalvecs$vectors[, 1] , + coordinates%*%evalvecs$vectors [,2]) > plot (projections) > text(projections, labels=zvrhlikovamapa$body.místo) Pokud se podíváme na obrázek, došlo k „narovnání" zvrhlíkovy mapy jak bylo předpokládáno. Osa x odpovídá přibližně ose x v originální mapě, neboť Český Ráj, alespoň vybrané obce, je více roztažen ze západu na východ. Osa y je v porovnání s originálem 106 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R otočená, tedy máme jih nahoře a sever dole. To se může stát. Můžeme si to představit tak, že metoda analysy hlavních komponent „neví" jak se má na mapu v trojrozměrném prostoru „dívat" a náhodou to vyjde tak, ze se na ni „podívá" z její spodní strany. Proto je obraz zrcadlově otočený podle horizontální osy. Zatím jsme se věnovali vlastním vektorům, ale ne vlastním číslům. Vlastní čísla jsou kladné a jsou seřazené od nejvyššího po nejnižší. Velikost čísla vyjadřuje míru variability ve směru vlastních vektorů. V případě Českého Ráje bude druhé vlastní číslo o něco málo nižší než první. Třetí vlastní číslo bude naproti tomu téměř nulové. Znamená to, že je Český Ráj je v jednom směru o něco více natažen než ve druhém smeru. Když vše srovnáme se skutečnou mapou tak zjistíme, že je Český Ráj nejvíce natažen od západu k východu, o něco méně od severu k jihu. Téměř nulové třetí vlastní číslo značí, že mapa téměř není variabilní kolmo k zemskému povrchu. Pokud bychom měli plastickou mapu a pokud by se jednalo o více hornatý kraj, nebo pokud bychom uvažovali zakřivení země, pak by třetí vlastní číslo vyšlo o něco větší. Variabilitu ve směru vlastních vektorů je možné vyjadřovat i jinými veličinami. Ještě si uvedeme jak udělat analysu hlavních komponent nikoliv ručně, ale pomocí speciální funkce: : > zvrhlikovamapa<-read.table("zvrhlikovamapa.txt", header=TRUE) > pcaresults<-prcomp(zvrhlikovamapa[2:4]) > pcaresults Standard deviations: [1] 1.113187e-01 7.441555e-02 2.577062e-14 Rotation: PCI PC2 PC3 XI 0.71582688 0.4876526 -0.4997868 X2 0.02657276 0.6961998 0.7173561 X3 0.69777200 -0.5267835 0.4854002 > biplot (pcaresults) Analysa hlavních komponent neslouží pouze výletníkům s divnými kamarády. Podívejme se na význam této analysy. Zvrhlíkovu mapu tvoří body v trojrozměrném prostoru. Ve skutečnosti tyto data leží v rovině, tudíž jsou dvourozměrná (v případě, že by zvrhlík použil plastickou mapu, pak by byl třetí rozměr nenulový, ale nízký). Analysa hlavních komponent umožňuje projekci trojrozměrných dat do jedno- nebo dvourozměrném prostoru tak, aby tím byly v maximální míře zobrazeny vzdálenosti mezi body a struktura 107 KAPITOLA 19. ANALYSA HLAVNÍCH KOMPONENT dat. Místo zvrhlíkovy mapy můžeme použít analysu hlavních komponent na výsledky microarray experimentů. Různým nemocným nebo zdravím jedincům odebereme vzorek určité tkáně, isolujeme mRNA a změříme koncentrace mRNA jednotlivých genů. Každý vzorek (nemocných nebo zdravý jedinec) bude v podobné roli jako je vesnice, kopec nebo rozcestí na zvrhlíkově mapě. Místo tří souřadnic na zvrhlíkově mapě je pro každý vzorek změřena koncentrace několika desítek tisíc genů. Místo trojrozměrného prostoru zvrhlíkovy mapy tedy máme několik-tisíc-rozměrný prostor. Je ale možné předpokládat, že koncentrace jednotlivých mRNA budou spolu nějak souviset, nejlépe že budou korelované. Koncetrace některých mRNA budou klesat respektive růst s fysiologickým stavem buněk. Produkty některých mRNA mohou fungovat jako transkripční faktory nebo jiné proteiny, které přímo nebo nepřímo ovlivňují synthesu jiných mRNA. Proto růst koncentrace takovéto mRNA vede k růstu nebo poklesu koncentrací řady dalších mRNA a jejich koncentrace se v rámci série vzorků stávají korelované, podobně jako jsou korelované souřadnice vesnic, kopců a rozcestí na zvrhlíkově mapě. Pokud se podíváme na dvou- nebo trojrozměrnou projekci dat z microarray experimentů, mělo by dojít k separaci nemocných a zdravých jedinců, případně i jedinců s různými nemocemi. Můžeme pak provést microarray experimenty s novými pacienty, provést projekci do dvou- nebo trojrozměrného prostoru a podle výsledků zjistit jejich diagnosu. Vlastní vektory nám také mohou naznačit, které geny jsou více exprimovány u nemocných a které u zdravých jedinců. Na základě toho můžeme zjistit vztahy mezi geny, například které geny naleží do společných regulačních kaskád. V případě zvrhlíkovy mapy nebo microarray experimentů jsme análysovali veličiny stejného charakteru, aí už to byly souřadnice v kilometrech nebo odezva microarray detektoru. Analysa hlavních komponent ale umožňuje analysovat veličiny s různým charakterem. V předchozích ukázkách byly data před vlastní analysou vycentrována. Kromě vycentrování (tedy odečtení průměru) je možné data ještě navíc škálovat, tedy vydělit je směrodatnou odchylkou. To umožní analysovat „jablka" s „hruškami". Pro takovouto analysu je možné použít funkci prcomp s volbou scale=TRUE. 108 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 20 Shluková analysa Shluková (nebo chcete-li klastrová či clusterová) analysa složí ke klasifikaci objektů do shluků (klastrů) a to tak, aby si objekty v jednotlivých shlucích byly více podobné než objeky mezi různými shluky. Shlukovou analysu je možné použít například pokud ana-lysujeme expresi vybraných genů (koncentraci mRNA) pomocí mikročipů či real-time PCR. Tuto analysu provedeme pro několik vzorků tkání pocházejících od zdravých a pro několik vzorků od nemocných jedinců. Pokud bychom porovnávali množství mRNA pouze jednoho genu, pak je malá pravděpodobnost, že by se nám podařilo rozlišit zdravé jedince od nemocných. Když těchto genů proměříme větší počet (klidně i všechny), pak sice máme lepší možnost správně identifikovat zdravé a nemocné, ale dostáváme se do problému s vysokým počtem (neboli s vysokou dimenzionalitou) analysovaných dat. Tento problém může vyřešit analysa hlavních komponent představená v minulé kapitole, nebo shluková analysa. Objekty je možné shlukovat buď hierarchicky nebo nehierarchicky. Nejdříve si vysvětlíme nehierarchické shlukování, konkrétně metodu K-středů (K-means clustering). Symbol K značí počet shluků. Toto číslo si musíme zvolit před vlastní analysou. S metodou K-středů souvisí takzvaná Voronoiova teselace. Princip tohoto výpočtu je představen na obrázku 16.1. Nejprve náhodně „rozsypeme" body do dvourozměrného prostoru. Pak kolem bodů uděláme „chlívečky" tak, aby hranice mezi chlívečky byla přesně mezi nej-bližšími sousedními body. V metodě K-středů se snažíme analysovat sérii objektů. Jednotlivými objekty mohou být vzorky pocházející od zdravých jedinců a od nemocných (celkem například patnáct vzorků). Ke každému vzorku máme k dispozici koncentrace 109 KAPITOLA 20. SHLUKOVÁ ANALYSA mRNA několika desítek (například třiceti) genů. Každý vzorek je tedy bodem ve tři-cetirozměrném prostoru. Jak bylo řečeno, nejprve si musíme zvolit počet shluků, tedy hodnotu K. Pokud bychom chtěli například odlišit zdravé jedince od pacientů s mírným a s vážným průběhem nemoci, pak by počet shluků byl zvolen jako tři pro tyto tři skupiny. Jak metoda K-středů funguje? Nejprve rozdělí data náhodně do K, tedy tří, skupin. Pro každou skupiny vypočte střed dat, tedy pro první až třicátý gen vypočte jeho průměrnou koncentraci v první, druhé a třetí skupině. V dalším kroku program provede Voronoiovu teselaci, kterou rozdělí třicetirozměrný prostor na tři části. Dále jsou objekty přeuspořádány do tří nových skupin podle toho v které části prostoru se nacházejí. Pak následuje další vypočtení středů, další Voronoiova teselace a tak dále dokud se složení skupin nemění. Výsledné skupiny jsou kýženými shluky. i-1-1-1-1-1 -2-10 1 2 3 Obr. 20.1 Ukázka Voronoiovy teselace ve dvojrozměrném prostoru Pro ukázku metody K-středů si vygenerujeme data v trojrozměrném prostoru. Deseti bodům schválně dáme takové hodnoty, aby tvořily klastry tvořené třemi, třemi a čtyřmi body: > xl<-rnorm(3, mean=3) > x2<-rnorm(3, mean=7) > x3<-rnorm(4, mean=l) > x<-c(xl,x2,x3) > yl<-rnorm(3, mean=l) > y2<-rnorm(3, mean=5) > y3<-rnorm(4, mean=3) > y<-c(yl,y2,y3) 110 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > z<-rnorm(10, mean=5) > indata <- data.frame(x, y, z) > indata X Y z 1 4 . . 05654058 0 . 02105170 4 . . 630515 2 2 . . 53129596 1 .11930907 6. .296396 3 4 . . 18042477 1 . 90297515 5. .087641 4 7 . . 91514528 4 .74960380 3. .495780 5 7 . .06424552 4 .56567774 3. . 982281 6 6. .89718860 5 . 62821497 4 . . 685218 7 0 . .09775463 2 .20631035 5. .789628 8 1 . . 60428406 3 .08544665 5. .605750 9 0 . . 54458010 2 .15094587 4 . .534332 10 1. .28003417 2 .20125972 5. .667473 Vlastní analysu provedeme funkcí kmeans s parametrem centers = 3: > clusters <- kmeans(indata, centers=3) > clusters K-means clustering with 3 clusters of sizes 4, 3, 3 Cluster means: x y z 1 1.696957 3.1875574 4.872737 2 6.990491 5.2573832 6.137364 3 3.530307 0.9246889 6.356074 Clustering vector: [1] 3332221111 Within cluster sum of squares by cluster: [1] 8.945195 6.204464 8.117839 Available components: [1] "cluster" "centers" "withinss" "size" > Ve vektoru clusters$cluster najdeme přiřazení jednotlivým klastrům. Program správně identifikoval klastry tvořené třemi, třemi a čtyřmi body. Pro vaše data může vyjít jiné pořadí, ale rozdělení do shluků by měly být stejné. > clusters$cluster [1] 3332221111 111 KAPITOLA 20. SHLUKOVÁ ANALYSA Obr. 20.2 Shluková analysa metodou K-středů Centra klastrů najdeme ve vektoru clusters$centers: x y z 1 1.696957 3.1875574 4.872737 2 6.990491 5.2573832 6.137364 3 3.530307 0.9246889 6.356074 Nyní si můžeme vykreslit výsledky analysy: > plot(indata[,1], indata[,2], col=rainbow (3) [clusters$cluster], pch=19) > text(indata[,1], indata[,2], labels=clusters$cluster, pos=l) > points (clusters$centers [,1], clusters$centers [,2], pch=20) Shlukování metodou K-středů může probíhat některou ze čtyř metod: Hartigan-Wong, Lloyd, Forgy a MacQueen, přičemž algoritmus naznačený v úvodu kapitoly odpovídá Lloydově metodě. Ještě bych rád upozornil na knihovnu cluster, která umí krásně zobrazit výsledky metody K-středů, k čemuž navíc požívá analysu hlavních komponent. Místo nehierarchického klastrování metodou K-středů je možné použít některou z metod hierarchického klastrování. Biologové toto velmi dobře znají z fylogenetických analys organismů. Na základě podobnosti sekvencí nukleových kyselin, proteinů nebo na základě jiných parametrů je možné vytvořit „strom života", na němž jsou si větve odpovídající podobným (a evolučně blízkým) organismům blízké. Myslím, že je tento koncept natolik intuitivní a v biologických vědách vžitý, že jej není nutné dále představovat. Pro hierarchické klastrování má R funkci hclust. Navíc budeme potřebovat funkci dist pro výpočet vzdálenosti objektů. Tyto funkci si můžeme ukázat na stejných datech: 112 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > distances <- dist(indata) > distances 1 2 3 4 5 6 7 2 3 2934950 3 2 3482786 2 8270119 4 3 7533895 6 8763172 5 7708785 5 3 4808336 6 6934610 4 8842209 1 8455322 6 5 2017794 8 4593021 6 7849976 2 8333024 2 6795152 7 5 1881382 4 4782313 5 2290252 7 0447943 7 0277189 9 4816452 8 1 9273249 3 2660774 2 6817265 4 3182734 4 0374040 6 3556776 3 3790072 9 2 5625249 3 0312195 3 3016481 4 8622171 4 8572826 7 1056007 2 6594831 10 3 9992626 5 0951760 4 7951260 4 7087353 4 7275869 7 2114199 2 5934062 9 0.9823218 10 2.2692366 2.1095246 > hierarchl <- hclust(distances) > hierarchl Call: hclust(d = distances) Cluster method : complete Distance : euclidean Number of objects: 10 > plot (hierarchl) Jak je vidět z obrázku, výsledný strom obsahuje tři větve odpovídající správným klast-rům. Hierarchické shlukování má na rozdíl od nehierarchického podstatně větší volnost co se týká parametrů metod. První co musíme nastavit jsou parametry funkce cli st, která počítá vzdálenosti bodů ve vícerozměrném prostoru. Defaultním nastavením je Euklidovská vzdálenost, tedy vzdálenost vypočtená pomocí Pythagorovy věty. Kromě této volby (method="euclidean") je možné použít metody maximum, manhattan, 113 KAPITOLA 20. SHLUKOVÁ ANALYSA Cluster Dendrogram Obr. 20.3 Hierarchická shluková analysa distances hclust (*, "complete") canberra, binary nebo minkowski. Například metoda manhattan vypočte vzdálenost mezi body jako součet absolutních hodnot rozdílů souřadnic x, y, z atd., podobně jako by bylo možné vypočítat pěší vzdálenost mezi body na Manhattanu, kde se člověk může pohybovat pouze po pravoúhle uspořádaných ulicích. Dalším nastavením, která může výrazně ovlivnit výsledek, je volba metody shlukování. Funkce hclust nabízí možnosti: ward, single, complete, average, mcquitty, medián nebo cent r o id. Nechám na čtenářích, aby si vyzkoušeli jednotlivé metody, případně pronikli do jejich tajů. Jak bylo ukázáno, při hierarchickém shlukování je možné volit různé parametry, hlavně metodu pro výpočet vzdáleností a vlastní shlukovací metodu. Jak ale vybrat tu nejlepší? Určitým vodítkem může být použití kofenetického korelačního koeficientu. Výsledný obrázek hierarchického shlukování „se snaží" co nejlépe popsat vzdálenosti mezi body. Pokud byste vzali pravítko a měřili délky větviček, pak by mělo být možné se (alespoň přibližně) dopočítat ke vzdálenostem v původním prostoru. Čím lépe bylo shlukování provedeno, tím lepší by měla být shoda mezi vzdálenostmi. Korelaci těchto vzdáleností nazýváme konfenickým korelačním koeficientem a v R ho můžeme vypočítat takto: > hcl<-hclust(dist(indata),method="ward") > hc2<-hclust(dist(indata),method="single") > hc3<-hclust(dist(indata),method="complete") > hc4<-hclust(dist(indata),method="average") > hc5<-hclust(dist(indata),method="mcquitty") 114 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R > hc6<-hclust(dist(indata),method="medián") > hc7<-hclust(dist(indata),method="centroid") > cor(dist(indata),cophenetic(hcl)) [1] 0.765884 > cor(dist(indata),cophenetic(hc2)) [1] 0.7425763 > cor(dist(indata),cophenetic(hc3)) [1] 0.7724275 > cor(dist(indata),cophenetic(hc4)) [1] 0.7752757 > cor(dist(indata),cophenetic(hc5)) [1] 0.773544 > cor(dist(indata),cophenetic(hc6)) [1] 0.7620257 > cor(dist(indata),cophenetic(hc7)) [1] 0.7665261 Nejlépe tedy pro daná data dopadla metoda average, nebof vykazuje nejvyšší hodnotu koeficientu. Nejhůře dopadla metoda single. N ^ x Obr. 20.4 Heatmap Podobně jako u analysy hlavních komponent je možné i v případě shlukové analysy sčítat „jablka" s „hruškami". Pro vybrané bakterie například zjistíme rychlost růstu v exponenciální fázi na médiu obsahujícím glycerol, kulatost buňky pod mikroskopem, maximální koncentraci antibiotika při které bakterie roste a další z fyzikálního hlediska zcela 115 KAPITOLA 20. SHLUKOVÁ ANALYSA různorodé veličiny. Shlukovou analysou těchto veličin chceme vytvořit jakýsi nástroj pro klasifikaci studovaných bakterií. Problém různého charakteru veličin můžeme vyřešit podobně jako v případě analysy hlavních komponent, to znamená pro každou veličinu vypočítat průměr a odhad směrodatné odchylky, pak od každé hodnoty průměr odečíst a výsledek vydělit odhadem směrodatné odchylky. Tak získáme data, která je už možné zpracovat funkcem kmeans, hclust atd. VR-ku k tomu můžeme použít funkci scale. Někdy je možné ještě před tím vybrané veličiny transformovat například logaritmicky, pokud to dovoluje charakter veličiny. Naprostou lahůdkou na závěr je zobrazení zvané heatmap. Toto zobrazení je v současnosti populární při zpracování microarray, proteomických a dalších -omických experimentů. Toto zobrazení vychází z funkce image, tedy dvourozměrné různobarevné mřížky. Její sloupce odpovídají jednotlivým veličinám (například mRNA jednotlivých genů). Řádky odpovídají jednotlivým vzorkům (např. pacientům). Měřené hodnoty (tedy v uvedeném případě koncentrace mRNA) jsou vyjádřeny barvou políčka. Nejvíce „frčí" barevná škála zelená - černá - červená, asi podle barev používaných při fluorescenčním značení biomolekul. Jednotlivé vzorky, stejně tak i jednotlivé veličiny, jsou hierarchicky shluknuty a odpovídající dendrogram je uveden nad a vedle mřížky. Tento graf elegantně ukazuje, které geny a které pacienty je možné seskupit. Malá ukázka pro již vygenerovaná data je zde: > red<-c(100:0/100, rep(0,100)) > green<-c (rep (0, 100), 0:100/100) > blue<-rep (0,201) > heatmap(as.matrix(indata) , scale="none", col=rgb(red,green,blue)) 116 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Kapitola 21 Vybrané funkce v R fuknce popis AIC SNA TukeyHSD abline anova aov as.data.frame as.matrix as.vector axis bargraph.CI barplot biplot boxplot break Akaikeho informační kritérium balíček pro analýzu sociálních sítí (Sociál Network Analysis) Tukeyův HSD test nakreslení regresní přímky do grafu analýza rozptylu analýza rozptylu převod na typ data.frame převod na typ matrix převod na typ vektor nakreslení os do grafu sloupcový graf s chybovými úsečkami sloupcový graf graf výsledků PCA krabicový graf přerušení cyklu 117 KAPITOLA 21. VYBRANÉ FUNKCE V R fuknce popis cbind připojení sloupců cm.colors paleta barev cyan-magenta c o n t o u r kontury v grafu cor korelační koeficient co v kovariance data . f rame vytvoření objektu data.frame data vypsání modelových sad dat dch i s q hustota Chi-Square rozdělení demo demo skripty de v. o f f přerušení vykreslování grafů do souboru df hustota Fisherova rozdělení dim rozměr matice, vektoru atd. dist vzdálenost mezi vektory, řádky matice a podobně dnorm hustota normálního rozdělení d t hustota Studentova rozdělení e i gen výpočet vlastních čísel a vektorů matice e x amp 1 e příklady použití f or cyklus f or function vytvoření funkce getwd vypsání pracovního adresáře ggb i o balíček pro analýzu genomových dat ggp 1 o 12 balíček pokročilých grafů gl vytvoření vektoru faktorů gray paleta odstínů šedé h c 1 u s t hierarchické klastrování head vypsání začátku matice, objektu data.frame a podobně heat. colors paleta barev od chladných po teplé heatmap graf typu heatmap 118 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R fuknce popis help nápověda hist histogramy ifelse podmínka ifelse if podmínka if igraph balíček pro využití metod teorie grafů image graf matice pixelů jpeg uložení obrázku ve formátu jpeg kmeans klastrování metodou K-středů kruskal.test Kruskalův-Wallisův test lattice balíček pokročilých grafů length počet prvků vektoru levels vypsání počtu hodnot lineplot.CI liniový graf s chybovými úsečkami lines liniový graf lm lineární model loglO dekadický logaritmus log2 dvojkový logaritmus log přirozený logaritmus Is výčet proměnných maps balíček pro zobrazování v zeměpisných mapách maptools balíček pro zobrazování v zeměpisných mapách matrix vytvoření matice mean průměr names jména sloupců objektu data.frame next podmínka next nlevels počet hodnot vektoru nls nelineární model order vypíše indexy podle pořadí hodnot ve vektoru par změna parametrů (např. Grafu) pchisq pravděpodobnost Chi-Square rozdělení 119 KAPITOLA 21. VYBRANÉ FUNKCE V R fuknce popis pdf uložení obrázku ve formátu pdf persp 3D graf p f pravděpodobnost Fisherova rozdělení pie koláčový graf pi hodnota pi plot graf png uložení obrázku ve formátu png p n o r m pravděpodobnost normálního rozdělení p o i n t s přidá body do grafu p r c o mp analýza hlavních komponent p r i n t vypíše hodnotu p s uložení obrázku ve formátu Postscript pt pravděpodobnost Studentova rozdělení qch i s q kvantily Chi-Square rozdělení q f kvantily Fisherova rozdělení qnorm kvantily normálního rozdělení qql i ne teoretický průběh normalizovaného QQ výnosu qqnorm normalizovaný QQ výnos q t kvantily Studentova rozdělení qu i t opuštění prostředí R q opuštění prostředí R rainbow paleta duhových barev range rozsah hodnot rbind spojení řádků matice nebo objektu data.frame r ch i s q náhodná čísla s Chi-Square rozdělením read.csv2 načtení dat CSV read.csv načtení dat CSV read.delim2 načtení dat s oddělovačem read.delim načtení dat s oddělovačem read. f table načtení dat v prostorově uspořádaném formátu 120 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R fuknce popis re ad. f wf načtení dat v prostorově uspořádaném formátu read. table načtení dat repeat cyklus repeat return vrácení hodnoty funkce rf náhodná čísla s Fisherovým rozdělením rgb vytvoření barvy z červené, zelené a modré rm smazání proměnné rnorm náhodná čísla s normálním rozdělením rt náhodná čísla se Studentovým rozdělením s c a 1 e centrování a/nebo škálování dat sciplot balíček pokročilých grafů sd odhad směrodatné odchylky setwd nastavení pracovního adresáře shapiro.test Shapirův test normálního rozdělení sort setřídění hodnot vektoru summary víceúčelová funkce sum součet svg uložení obrázku ve formátu svg switch přerušení cyklu t. test Studentův t-test t ab 1 e tabulka s hodnotami a jejich četností t a i 1 vypsání konce matice, objektu data.frame a podobně terrain . colors paleta barev jako na mapě text přidání textu do grafu topo. colors paleta barev jako na mapě t transpozice var. test test shodnosti rozptylů while cyklus while wilcox.test Wilcoxonův test 121 KAPITOLA 21. VYBRANÉ FUNKCE V R fuknce popis wireframe 3D graf write .table zápis do souboru 122 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R Rejstřík funkcí AIC, 78 dim, 35 SNA, 34 dist, 112, 113 TukeyHSD, 72 dnorm, 41 abline, 91 dt, 43 anova, 72, 76, 78, 94 eigen, 105 aov, 71, 72 example, 9 as . data . frame, 17 for, 7, 18 as . matrix, 17 function, 18 as . vector, 17 getwd, 23 axis, 31 ggbio, 34 bargraph. CI, 29 ggplot 2, 29 barplot, 29, 32 gl,71,73 biplot, 107 gray, 33 boxplot, 29, 40 hclust, 112, 114, 116 break, 18 head, 35 cbind, 15 heat. colors, 33 cm. colors, 33 heatmap, 116 contour, 30 help, 9 cor, 88 hist, 29 cov, 88 ifelse, 18 data . frame, 16, 28, 35-39, 60, 88 if, 7, 18 data, 19 igraph, 34 dchisq, 43 image, 30, 116 demo, 9 jpeg, 34 dev. off, 34 kmeans, 111, 116 df, 43 kruskal.test,78 123 REJSTŘÍK FUNKCÍ lattice, 31 ps, 34 length, 36, 47 pt,43 levels, 37 qchisq, 43 lineplot .CI, 29 qf,43 lines, 26, 43 qnorm, 41, 43 lm, 72, 89, 91, 93 qqline, 63 loglO, 11 qqnorm, 63 log2, 11 qt, 43, 51,52 log, 11 quit, 8 Is, 19 q, 8, 19 maps, 34 rainbow, 33 maptools, 34 range, 38 matrix, 88 rbind, 15 mean, 41, 42, 47 rchisq, 43 names, 37 read. csv2, 22 next, 18 read. csv, 22 nlevels, 38 read. delim2, 22 nls, 95 read. delim, 22 order, 39 read, ftable, 22 par, 31 read.fwf, 22 pchisq, 43 read. table, 21, 40 pdf, 34 repeat, 18 persp, 30 return, 18 pf, 43 rf, 43 pie, 28 rgb, 33 pi, 11 rm, 19 plot, 8, 25,26, 28,61 rnorm, 41, 58 png, 34 rt,43 pnorm, 41-43 scale, 105, 116 points, 26, 27 sciplot, 29 prcomp, 107, 108 sd,41,42, 47 print, 18 setwd, 23 124 STATISTICKÁ ANALYSA DAT V R shapiro. test, 64 sort, 39, 63 summary, 45, 71, 72, 96 sum, 47 svg, 34 switch, 18 t. test, 56, 58, 60, 72 table, 38 tail, 35 terrain, colors, 33 text, 28 topo. colors, 33 t, 15 var. test, 59 while, 7, 18 wilcox. test, 65 wireframe, 31 write. table, 22 125