183859 (Многомерный статистический анализ), страница 4

Проверить устойчивость можно, применив к данным несколько подходов, например, столь непохожие алгоритмы, как «ближнего соседа» и «дальнего соседа». Если полученные результаты содержательно близки, то они адекватны действительности. В противном случае следует предположить, что естественной классификации не существует, задача кластер-анализа не имеет решения, и можно проводить только группировку.

Как уже отмечалось, часто применяется т.н. агломеративный иерархический алгоритм "Дендрограмма", в котором вначале все элементы рассматриваются как отдельные кластеры, а затем на каждом шагу объединяются два наиболее близких кластера. Для работы «Дендрограммы» необходимо задать правило вычисления расстояния между кластерами. Оно вычисляется через расстояние d(x,у) между элементами х и у. Поскольку d ^a(x,y) при 0

Следовательно, получаем эвристический критерий: если решение задачи кластер-анализа существует, то оно находится с помощью любого алгоритма. Целесообразно использовать наиболее простой.

Проблема поиска естественной классификации. Существуют различные точки зрения на эту проблему. На Всесоюзной школе-семинаре «Использование математических методов в задачах классификации» (г. Пущино, 1986 г.), в частности, были высказаны мнения, что естественная классификация:

- закон природы;

- основана на глубоких закономерностях, тогда как искусственная классификация - на неглубоких;

- для конкретного индивида та, которая наиболее быстро вытекает из его тезауруса;

- удовлетворяет многим целям; цель искусственной классификации задает человек;

- классификация с точки зрения потребителя продукции;

- классификация, позволяющая делать прогнозы;

- имеет критерием устойчивость.

Приведенные высказывания уже дают представление о больших расхождениях в понимании «естественной классификации». Этот термин следует признать нечетким, как, впрочем, и многие другие термины, как социально-экономические, научно-технические, так и используемые в обыденном языке. Нетрудно подробно обоснована нечеткость естественного языка и тот факт, что "мы мыслим нечетко", что однако не слишком мешает нам решать производственные и жизненные проблемы. Кажущееся рациональным требование выработать сначала строгие определения, а потом развивать науку - невыполнимо. Следовать ему - значит отвлекать силы от реальных задач. При системном подходе к теории классификации становится ясно, что строгие определения можно надеяться получить на последних этапах построения теории. Мы же сейчас находимся чаще всего на первых этапах. Поэтому, не давая определения понятиям «естественная классификация»и «естественная диагностика», обсудим, как проверить на «естественность» классификацию (набор диагностических классов), полученную расчетным путем.

Можно выделить два критерия «естественности», по поводу которых имеется относительное согласие:

А. Естественная классификация должна быть реальной, соответствующей действительному миру, лишенной внесенного исследователем субъективизма;

Б. Естественная классификация должна быть важной или с научной точки зрения (давать возможность прогноза, предсказания новых свойств, сжатия информации и т.д.), или с практической.

Пусть классификация проводится на основе информации об объектах, представленной в виде матрицы «объект-признак» или матрицы попарных расстояний (мер близости). Пусть алгоритм классификации дал разбиение на кластеры. Как можно получить доводы в пользу естественности этой классификации? Например, уверенность в том, что она - закон природы, может появиться только в результате длительного ее изучения и практического применения. Это соображение относится и к другим из перечисленных выше критериев, в частности к Б (важности). Сосредоточимся на критерии А (реальности).

Понятие «реальности» кластера требует специального обсуждения. (оно начато в работе [8]). Рассмотрим существо различий между понятиями «классификация» и «группировка». Пусть, к примеру, необходимо деревья, растущие в определенной местности, разбить на группы находящихся рядом друг с другом. Ясна интуитивная разница между несколькими отдельными рощами, далеко отстоящими друг от друга и разделенными полями, и сплошным лесом, разбитым просеками на квадраты с целью лесоустройства. Однако формально определить эту разницу столь же сложно, как определить понятие «куча зерен», чем занимались еще в Древней Греции (одно зерно не составляет кучи, два зерна не составляют кучи,…, если к тому, что не составляет кучи, добавить еще одно зерно, то куча не получится; значит - по принципу математической индукции - никакое количество зерен не составляет кучи; но ясно, что миллиард зерен - большая куча зерен - подсчитайте объем!).

Переформулируем сказанное в терминах "кластер-анализа" и "методов группировки". Выделенные с помощью первого подхода кластеры реальны, а потому могут рассматриваться как кандидаты в "естественные". Группировка дает "искусственные" классы, которые не могут быть "естественными".

Выборку из унимодального распределения можно, видимо, рассматривать как "естественный", "реальный" кластер. Применим к ней какой-либо алгоритм классификации ("средней связи", "ближайшего соседа" и т.п.). Он даст какое-то разбиение на классы, которые, разумеется, не являются "реальными", поскольку отражают прежде всего свойства алгоритма, а не исходных данных. Как отличить такую ситуацию от противоположной, когда имеются реальные кластеры и алгоритм классификации более или менее точно их выделяет? Как известно, "критерий истины – практика", но слишком много времени необходимо для применения подобного критерия. Поэтому представляет интерес критерий, оценивающий "реальность" выделяемых с помощью алгоритма классификации кластеров одновременно с его применением.

Такой показатель существует - это критерий устойчивости. Устойчивость - понятие широкое. Общая схема формулирования и изучения проблем устойчивости рассмотрена в главе 10. В частности, поскольку значения признаков всегда измеряются с погрешностями, то "реальное" разбиение должно быть устойчиво (т.е. не меняться или меняться слабо) при малых отклонениях исходных данных. Алгоритмов классификации существует бесконечно много, и "реальное" разбиение должно быть устойчиво по отношению к переходу к другому алгоритму. Другими словами, если "реальное" разбиение на диагностические классы возможно, то оно находится с помощью любого алгоритма автоматической классификация. Следовательно, критерием естественности классификации может служить совпадение результатов работы двух достаточно различающихся алгоритмов, например "ближайшего соседа" и "дальнего соседа".

Выше рассмотрены два типа "глобальных" критериев "естественности классификации", касающихся разбиения в целом. "Локальны"» критерии относятся к отдельным кластерам. Простейшая постановка такова: достаточно ли однородны два кластера (две совокупности) для их объединения:? Если объединение возможно, то кластеры не являются "естественными". Преимущество этой постановки в том, что она допускает применение статистических критериев однородности двух выборок. В одномерном случае (классификация по одному признаку) разработано большое число подобных критериев — Крамера-Уэлча, Смирнова, омега-квадрат (Лемана-Розенблатта), Вилкоксона, Ван-дер-Вардена, Лорда, Стьюдента и др. (см. главу 4 и справочник [1]). Имеются критерии и для многомерных данных. Для одного из видов объектов нечисловой природы - люсианов - статистические методы выделения "реальных" кластеров развиты в работе [9].

Что касается глобальных критериев, то для изучения устойчивости по отношению к малым отклонениям исходных данных естественно использовать метод статистических испытаний и проводить расчеты по "возмущенным" данным. Некоторые теоретические утверждения, касающиеся влияния «возмущений» на кластеры различных типов, получены в работе [8].

Опишем практический опыт реализации анализа устойчивости. Несколько алгоритмов классификации были применены к данным, полученным при проведении маркетинга образовательных услуг и приведенным в работе [10]. Для анализа данных были использованы широко известные алгоритмы "ближайшего соседа", "дальнего соседа" и алгоритм кластер-анализа из работы [11]. С содержательной точки зрения полученные разбиения отличались мало. Поэтому есть основания считать, что с помощью этих алгоритмов действительно выявлена «реальная» структура данных.

Идея устойчивости как критерия "реальности" иногда реализуется неадекватно. Так, для однопараметрических алгоритмов один из специалистов предлагал выделять разбиения, которым соответствуют наибольшие интервалы устойчивости по параметру, т.е. наибольшие приращения параметра между очередными объединениями кластеров. Для данных работы [10] это предложение не дало полезных результатов - были получены различные разбиения: три алгоритма - три разбиения. И с теоретической точки зрения предложение этого специалиста несостоятельно. Покажем это.

Действительно, рассмотрим алгоритм "ближайшего соседа", использующий меру близости d(x,у), и однопараметрическое семейство алгоритмов с мерой близости d^a(x,y), а>0, также являющихся алгоритмами "ближайшего соседа". Тогда дендрограммы, полученные с помощью этих алгоритмов, совпадают при всех a, поскольку при их реализации происходит лишь сравнение мер близости между объектами. Другими словами, дендрограмма, полученная с помощью алгоритма «ближайшего соседа», является адекватной в порядковой шкале (измерения меры близости d(x,у)), т.е. сохраняется при любом строго возрастающем преобразовании этой меры (см. главу 3). Однако выделенные по обсуждаемому методу "устойчивые разбиения" меняются. В частности, при достаточно большом а "наиболее объективным" в соответствии с предложением этого специалиста будет, как нетрудно показать, разбиение на два кластера! Таким образом, разбиение, выдвинутое им как "устойчивое", на самом деле оказывается весьма неустойчивым.

Эконометрика классификации

Рассмотрим несколько конкретных эконометрических вопросов теории классификации.

Вероятностная теория кластер-анализа. Как и для прочих методов эконометрики и прикладной статистики, свойства алгоритмов кластер-анализа необходимо изучать на вероятностных моделях. Это касается, например, условий естественного объединения двух кластеров.

Вероятностные постановки нужно применять, в частности, при перенесении результатов, полученных по выборке, на генеральную совокупность. Вероятностная теория кластер-анализа и методов группировки различна для исходных данных типа таблиц «объект x признак» и матриц сходства. Для первых параметрическая вероятностно-статистическая теория называется "расщеплением смесей". Непараметрическая теория основана на непараметрических оценках плотностей вероятностей и их мод. Основные результаты, связанные с непараметрическими оценками плотности, обсуждаются ниже (глава 8).

Если исходные данные - матрица сходства ||d(x,y)||, то необходимо признать, что развитой вероятностно-статистической теории пока нет. Подходы к ее построению обсуждались в работе [8]. Одна из основных проблем - проверка "реальности" кластера, его объективного существования независимо от расчетов исследователя. Проблема "реальности" кластера давно обсуждается специалистами различных областей. Типичное рассуждение таково. Предположим, что результаты наблюдений можно рассматривать как выборку из некоторого распределения с монотонно убывающей плотностью при увеличении расстояния от некоторого центра. Примененный к подобным данным какой-либо алгоритм кластер-анализа порождает некоторое разбиение. Ясно, что оно - чисто формальное, поскольку выделенным таксонам (кластерам) не соответствуют никакие "реальные" классы. Другими словами, задача кластер-анализа не имеет решения, а алгоритм дает лишь группировку. При обработке реальных данных мы не знаем вида плотности. Проблема состоит в том, чтобы определить, каков результат работы алгоритма (реальные кластеры или формальные группы).

Частный случай этой проблемы - проверка обоснованности объединения двух кластеров, которые мы рассматриваем как два множества объектов, а именно, множества {a₁, a₂,…, a_k} и {b₁, b₂,…, b_m}. Пусть, например, используется алгоритм типа "Дендрограмма". Естественной представляется следующая идея. Пусть есть две совокупности мер близости: одна - меры близости между объектами, лежащими внутри одного кластера, т.е. d(a_i,a_j), 1<i<k, d(b,b), 1<<<m, и другая - меры близости между объектами, лежащими в разных кластерах, т.е. d(a_i,b), 1<i<k, 1<<m. Эти две совокупности мер близости предлагается рассматривать как независимые выборки и проверять гипотезу о совпадении их функций распределения. Если гипотеза не отвергается, объединение кластеров считается обоснованным; в противном случае - объединять нельзя, алгоритм прекращает работу.

В рассматриваемом подходе есть две некорректности (см. также работу [8, разд.4]). Во-первых, меры близости не являются независимыми случайными величинами. Во-вторых, не учитывается, что объединяются не заранее фиксированные кластеры (с детерминированным составом), а полученные в результате работы некоторого алгоритма, и их состав (в частности, количество элементов) оказывается случайным От первой из этих некорректностей можно частично избавиться. Справедливо следующее утверждение.

Теорема 1. Пусть a₁, a₂,…, a_k, b₁, b₂,…, b_m - независимые одинаково распределенные случайные величины (со значениями в произвольном пространстве). Пусть случайная величина d(а₁,а₂) имеет все моменты. Тогда при k,т распределение статистики

(где U - сумма рангов элементов первой выборки в объединенной выборке; первая выборка составлена из внутрикластерных расстояний (мер близости) d(a_i,a_j), 1<i<k, и d(b,b), 1<<<m, а вторая - из межкластерных расстояний d(a_i,b), 1<i<k, 1<<m) сходится к стандартному нормальному распределению с математическим ожиданием 0 и дисперсией 1.

На основе теоремы 1 очевидным образом формулируется правило проверки обоснованности объединения двух кластеров. Другими словами, мы проверяем статистическую гипотезу, согласно которой объединение двух кластеров образует однородную совокупность. Если величина U слишком мала, статистическая гипотеза однородности отклоняется (на заданном уровне значимости), и возможность объединения отбрасывается. Таким образом, хотя расстояния между объектами в кластерах зависимы, но эта зависимость слаба, и доказана математическая теорема о допустимости применения критерия Вилкоксона для проверки возможности объединения кластеров.

О вычислительной сходимости алгоритмов кластер-анализа. Алгоритмы кластер-анализа и группировки зачастую являются итерационными. Например, формулируется правило улучшения решения задачи кластер-анализа шаг за шагом, но момент остановки вычислений не обсуждается. Примером является известный алгоритм "Форель", в котором постепенно улучшается положение центра кластера. В этом алгоритме на каждом шагу строится шар определенного заранее радиуса, выделяются элементы кластеризуемой совокупности, попадающие в этот шар, и новый центр кластера строится как центр тяжести выделенных элементов. При анализе алгоритма «Форель» возникает проблема: завершится ли процесс улучшения положения центра кластера через конечное число шагов или же он может быть бесконечным. Она получила название «проблема остановки». Для широкого класса так называемых "эталонных алгоритмов" проблема остановки была решена в работе [8]: процесс улучшения остановится через конечное число шагов.

Отметим, что алгоритмы кластер-анализа могут быть модифицированы разнообразными способами. Например, описывая алгоритм "Форель" в стиле статистики объектов нечисловой природы, заметим, что вычисление центра тяжести для совокупности многомерных точек – это нахождение эмпирического среднего для меры близости, равной квадрату евклидова расстояния. Если взять более естественную меру близости – само евклидово расстояние, то получим алгоритм кластер-анализа "Медиана", отличающийся от "Форели" тем, что новый центр строится не с помощью средних арифметических координат элементов, попавших в кластер, а с помощью медиан.

Проблема остановки возникает не только при построении диагностических классов. Она принципиально важна, в частности, и при оценивании параметров вероятностных распределений методом максимального правдоподобия. Обычно не представляет большого труда выписать систему уравнений максимального правдоподобия и предложить решать ее каким-либо численным методом. Однако когда остановиться, сколько итераций сделать, какая точность оценивания будет при этом достигнута? Общий ответ, видимо, невозможно найти, но обычно нет ответа и для конкретных семейств распределения вероятностей. Именно поэтому мы нет оснований рекомендовать решать системы уравнений максимального правдоподобия, вместо них целесообразно использовать т.н. одношаговые оценки (подробнее см. об этих оценках работу [12]). Эти оценки задаются конечными формулами, но асимптотически столь же хороши (на профессиональном языке - эффективны), как и оценки максимального правдоподобия.

О сравнении алгоритмов диагностики по результатам обработки реальных данных. Перейдем к этапу применения диагностических правил, когда классы, к одному из которых нужно отнести вновь поступающий объект, уже выделены.

В прикладных эконометрических исследованиях применяют различные методы дискриминантного анализа, основанные на вероятностно-статистических моделях, а также с ними не связанные, т.е. эвристические, использующие детерминированные методы анализа данных. Независимо от "происхождения", каждый подобный алгоритм должен быть исследован как на параметрических и непараметрических вероятностно-статистических моделях порождения данных, так и на различных массивах реальных данных. Цель исследования - выбор наилучшего алгоритма в определенной области применения, включение его в стандартные программные продукты, методические материалы, учебные программы и пособия. Но для этого надо уметь сравнивать алгоритмы по качеству. Как это делать?

Часто используют такой показатель качества алгоритма диагностики, как "вероятность правильной классификации" (при обработке конкретных данных - "частота правильной классификации"). Чуть ниже мы покажем, что этот показатель качества некорректен, а потому пользоваться им не рекомендуется. Целесообразно применять другой показатель качества алгоритма диагностики - оценку специального вида т.н. "расстояния Махаланобиса" между классами. Изложение проведем на примере разработки программного продукта для специалистов по диагностике материалов. Прообразом является диалоговая система «АРМ материаловеда», разработанная Институтом высоких статистических технологий и эконометрики для ВНИИ эластомерных материалов.

При построении информационно-исследовательской системы диагностики материалов (ИИСДМ) возникает задача сравнения прогностических правил «по силе». Прогностическое правило - это алгоритм, позволяющий по характеристикам материала прогнозировать его свойства. Если прогноз дихотомичен («есть» или «нет»), то правило является алгоритмом диагностики, при котором материал относится к одному из двух классов. Ясно, что случай нескольких классов может быть сведен к конечной последовательности выбора между двумя классами.

Прогностические правила могут быть извлечены из научно-технической литературы и практики. Каждое из них обычно формулируется в терминах небольшого числа признаков, но наборы признаков сильно меняются от правила к правилу. Поскольку в ИИСДМ должно фиксироваться лишь ограниченное число признаков, то возникает проблема их отбора. Естественно отбирать лишь те их них, которые входят в наборы, дающие наиболее «надежные» прогнозы. Для придания точного смысла термину «надежный» необходимо иметь способ сравнения алгоритмов диагностики по прогностической "силе".

Результаты обработки реальных данных с помощью некоторого алгоритма диагностики в рассматриваемом случае двух классов описываются долями: правильной диагностики в первом классе ; правильной диагностики во втором классе ; долями классов в объединенной совокупности

Величины определяются ретроспективно.

Нередко как показатель качества алгоритма диагностики (прогностической «силы») используют долю правильной диагностики

Однако показатель определяется, в частности, через характеристики и  частично заданные исследователем (например, на них влияет тактика отбора образцов для изучения). В аналогичной медицинской задаче величина оказалась больше для тривиального прогноза (у всех больных течение заболевания будет благоприятно), чем для использованного в работе [13] группы под руководством академика АН СССР И.М. Гельфанда алгоритма выделения больных с прогнозируемым тяжелым течением заболевания, применение которого с медицинской точки зрения вполне оправдано. Другими словами, по доле правильной классификации алгоритм академика И.М. Гельфанда оказался хуже тривиального - объявить всех больных легкими, не требующими специального наблюдения. Этот вывод нелеп. И причина появления нелепости понятна. Хотя доля тяжелых больных невелика, но смертельные исходы сосредоточены именно в этой группе больных. Поэтому целесообразна гипердиагностика - рациональнее часть легких больных объявить тяжелыми, чем сделать ошибку в противоположную сторону. Применение теории статистических решений в рассматриваемой постановке вряд ли возможно, поскольку оценить количественно потери от смерти больного нельзя по этическим соображениям. Поэтому, на наш взгляд, долю правильной диагностики нецелесообразно использовать как показатель качества алгоритма диагностики.

Применение теории статистических решений требует знания потерь от ошибочной диагностики, а в большинстве научно-технических и экономических задач определить потери, как уже отмечалось, сложно. В частности, из-за необходимости оценивать человеческую жизнь в денежных единицах. По этическим соображениям это, на наш взгляд, недопустимо. Сказанное не означает отрицания пользы страхования, но, очевидно, страховые выплаты следует рассматривать лишь как способ первоначального смягчения потерь от утраты близких.

Для выявления информативного набора признаков целесообразно использовать метод пересчета на модель линейного дискриминантного анализа, согласно которому статистической оценкой прогностической "силы" является

где - функция стандартного нормального распределения вероятностей с математическим ожиданием 0 и дисперсией 1, а - обратная ей функция.

Если классы описываются выборками из многомерных нормальных совокупностей с одинаковыми матрицами ковариаций, а для классификации применяется классический линейный дискриминантный анализ Р.Фишера, то величина представляет собой состоятельную статистическую оценку так называемого расстояния Махаланобиса между рассматриваемыми двумя совокупностями (конкретный вид этого расстояния сейчас не имеет значения), независимо от порогового значения, определяющего конкретное решающее правило. В общем случае показатель вводится как эвристический.

Пусть алгоритм классификации применяется к совокупности, состоящей из т объектов первого класса и n объектов второго класса.

Теорема 2. Пусть т, п. Тогда для всех х

,

где - истинная "прогностическая сила" алгоритма диагностики; - ее эмпирическая оценка,

;

) - плотность стандартного нормального распределения вероятностей с математическим ожиданием 0 и дисперсией 1.

С помощью теоремы 2 по и обычным образом определяют доверительные границы для "прогностической силы" .

Как проверить обоснованность пересчета на модель линейного дискриминантного анализа? Допустим, что классификация состоит в вычислении некоторого прогностического индекса у и сравнении его с заданным порогом с; объект относят к первому классу, если у<с, ко второму, если у>с. Возьмем два значения порога с₁ и c₂. Если пересчет на модель линейного дискриминантного анализа обоснован, то "прогностические силы" для обоих правил совпадают: . Эту статистическую гипотезу можно проверить.

Пусть - доля объектов первого класса, для которых y<c₁, а - доля объектов первого класса, для которых c₁<c₂. Аналогично пусть - доля объектов второго класса, для которых c₁<c₂, а - доля объектов второго класса, для которых у>с₂. Тогда можно рассчитать две оценки одного и того же расстояния Махаланобиса. Они имеют вид:

Теорема 3. Если истинные прогностические силы двух правил диагностики совпадают, то при при всех х

,

Где

;

.

Из теоремы 3 вытекает метод проверки рассматриваемой гипотезы: при выполнении неравенства

она принимается на уровне значимости, асимптотически равном , в противном случае - отвергается.

Подходы к построению прогностических правил. Для решения задач диагностики используют два подхода – параметрический и непараметрический. Первый из них обычно основан на использовании того или иного индекса и сравнения его с порогом. Индекс может быть построен по статистическим данным, например, как в уже упомянутом линейном дискриминантном анализе Фишера. Часто индекс представляет собой линейную функцию от характеристик, выбранных специалистами предметной области, коэффициенты которой подбирают эмпирически. Непараметрический подход связан с леммой Неймана-Пирсона в математической статистике и с теорией статистических решений. Он опирается на использование непараметрических оценок плотностей распределений вероятностей, описывающих диагностические классы.

Обсудим ситуацию подробнее. Математические методы диагностики, как и статистические методы в целом, делятся на параметрические и непараметрические. Первые основаны на предположении, что классы описываются распределениями из некоторых параметрических семейств. Обычно рассматривают многомерные нормальные распределения, при этом зачастую принимают гипотезу о том, что ковариационные матрицы для различных классов совпадают. Именно в таких предположениях сформулирован классический дискриминантный анализ Фишера. Как известно, обычно нет оснований считать, что наблюдения извлечены из нормального распределения.

Поэтому более корректными, чем параметрические, являются непараметрические методы диагностики. Исходная идея таких методов основана на лемме Неймана-Пирсона, входящей в стандартный курс математической статистики. Согласно этой лемме решение об отнесении вновь поступающего объекта (сигнала, наблюдения и др.) к одному из двух классов принимается на основе отношения плотностей f(x)/g(x), где f(x) - плотность распределения, соответствующая первому классу, а g(x) - плотность распределения, соответствующая второму классу. Если плотности распределения неизвестны, то применяют их непараметрические оценки, построенные по обучающим выборкам. Пусть обучающая выборка объектов из первого класса состоит из n элементов, а обучающая выборка для второго класса - из m объектов. Тогда рассчитывают значения непараметрических оценок плотностей f_n(x) и g_m(x) для первого и второго классов соответственно, а диагностическое решение принимают по их отношению. Таким образом, для решения задачи диагностики достаточно научиться строить непараметрические оценки плотности для выборок объектов произвольной природы.

Методы построения непараметрических оценок плотности распределения вероятностей в пространствах произвольной природы рассмотрены в главе 8.

Цитированная литература

1. Большев Л.Н., Смирнов Н.В. Таблицы математической статистики. – М.: Наука, 1983. - 416 с.

2. Себер Дж. Линейный регрессионный анализ. - М.: Мир, 1980. - 456 с.

3. Орлов А.И. Оценка размерности модели в регрессии. – В сб.: Алгоритмическое и программное обеспечение прикладного статистического анализа. Ученые записки по статистике, т.36. - М.: Наука, 1980. - С.92-99.

4. Крамер Г. Математические методы статистики. - М.: Мир, 1975. - 648 с.

5. Красильников В.В. Статистика объектов нечисловой природы. - Наб. Челны: Изд-во Камского политехнического института, 2001. - 144 с.

6. Кендэл М. Ранговые корреляции. - М.: Статистика, 1975. - 216 с.

7. Кендалл М.Дж., Стьюарт А. Многомерный статистический анализ и временные ряды. - М.: Наука, 1976. – 736 с.

8. Орлов А.И. Некоторые вероятностные вопросы теории классификации. – В сб.: Прикладная статистика. Ученые записки по статистике, т.45. - М.: Наука, 1983. – С.166-179.

9. Орлов А.И.; Гусейнов Г.А. Математические методы в изучении способных к математике школьников – В сб.: Исследования по вероятностно-статистическому моделированию реальных систем. - М.: ЦЭМИ АН СССР, 1977. - С.80-93.

10. Куперштох B.JI., Миркин Б.Г., Трофимов В.А. Сумма внутренних связей как показатель качества классификации // Автоматика и телемеханика. 1976. № 3. С.91-98.

11. Гельфанд И.М., Алексеевская М.А., Губерман Ш.А. и др. Прогнозирование исхода инфаркта миокарда с помощью программы "Кора-3" // Кардиология. 1977. Т.17. № 6. С.19-23.