# 2015 Q5(3)  2024.12.24

# 与えられたデータ
n1 = n2 = 14
n = n1 + n2
y1_bar = 37.9
y2_bar = 28.1
s1_sq = 57.92
s2_sq = 44.13

# 全体の平均
y_bar = (n1 * y1_bar + n2 * y2_bar) / n

# 全体の分散
s_sq = (
    ((n1 - 1) * s1_sq + (n2 - 1) * s2_sq) / (n - 1)
    + (n1 * n2 / n) * ((y1_bar - y2_bar) ** 2) / (n - 1)
)

# 相関係数
numerator = (n1 * n2) ** 0.5 * (y1_bar - y2_bar)
denominator = (n * (n - 1) * s_sq) ** 0.5
r = numerator / denominator

# 結果出力
print("全体の平均 (y_bar):", y_bar)
print("全体の分散 (s^2):", s_sq)
print("相関係数 (r):", r)

全体の平均 (y_bar): 33.0
全体の分散 (s^2): 74.03444444444443
相関係数 (r): 0.5799309710329085

# 2015 Q5(2)  2024.12.23

import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt

# シミュレーションパラメータ
n1 = 30  # グループ1のサンプル数
n2 = 20  # グループ2のサンプル数
n = n1 + n2  # 全体のサンプル数
simulations = 1000  # シミュレーションの回数

# 結果を格納するリスト
custom_r_values = []  # 式で計算した相関係数
standard_r_values = []  # 通常の相関係数

for _ in range(simulations):
    # y の生成 (正規分布)
    y1 = np.random.normal(0, 1, n1)
    y2 = np.random.normal(0, 1, n2)
    y = np.concatenate([y1, y2])
    
    # a の生成
    a_values = np.concatenate([np.full(n1, 1), np.full(n2, -1)])
    
    # 平均と分散
    y_bar = np.mean(y)
    s_sq_y = np.var(y, ddof=1)
    
    # 共分散
    covariance_manual = np.mean((y - y_bar) * (a_values - np.mean(a_values)))
    
    # 通常の相関係数
    standard_r = covariance_manual / np.sqrt(s_sq_y * np.var(a_values, ddof=1))
    standard_r_values.append(standard_r)
    
    # 式での相関係数
    y1_bar = np.mean(y1)
    y2_bar = np.mean(y2)
    numerator_custom = np.sqrt(n1 * n2) * (y1_bar - y2_bar)
    denominator_custom = np.sqrt(n * (n - 1) * s_sq_y)
    custom_r = numerator_custom / denominator_custom
    custom_r_values.append(custom_r)

# グラフの描画
plt.figure(figsize=(8, 8))
plt.scatter(custom_r_values, standard_r_values, alpha=0.5, color='blue', label=r"$r = \frac{\sqrt{n_1 n_2} (\bar{y}_1 - \bar{y}_2)}{\sqrt{n(n-1)s^2}}$")
plt.plot([min(custom_r_values), max(custom_r_values)], [min(custom_r_values), max(custom_r_values)], color='red', linestyle='--', label=r"$r = \frac{\mathrm{Cov}(X, Y)}{\sqrt{\mathrm{Var}(X)\mathrm{Var}(Y)}}$")
plt.title("相関係数の比較", fontsize=14)
plt.xlabel("式による相関係数", fontsize=12)
plt.ylabel("通常の相関係数", fontsize=12)
plt.legend()
plt.grid(True)
plt.tight_layout()
plt.show()

# 2015 Q5(1)  2024.12.22

import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt

# シミュレーションパラメータ
n1 = 30  # グループ1のサンプル数
n2 = 20  # グループ2のサンプル数
n = n1 + n2  # 全体のサンプル数
simulations = 10000  # シミュレーションの回数

# 結果を格納するリスト
y_split = []  # 分割アプローチで計算した平均
y_direct = []  # 直接アプローチで計算した平均
s2_split = []  # 分割アプローチで計算した分散
s2_direct = []  # 直接アプローチで計算した分散

for _ in range(simulations):
    # ランダムサンプル生成 (正規分布 N(0, 1) を仮定)
    group1 = np.random.normal(0, 1, n1)
    group2 = np.random.normal(0, 1, n2)
    
    # グループごとの平均と分散
    y1_bar = np.mean(group1)
    y2_bar = np.mean(group2)
    s1_sq = np.var(group1, ddof=1)  # 分散 (不偏推定)
    s2_sq = np.var(group2, ddof=1)
    
    # 分割アプローチの平均と分散
    y_bar_split = (n1 * y1_bar + n2 * y2_bar) / n
    s_sq_split = (
        ((n1 - 1) * s1_sq + (n2 - 1) * s2_sq) / (n - 1)
        + (n1 * n2 / n) * (y1_bar - y2_bar) ** 2 / (n - 1)
    )
    
    # 直接アプローチの平均と分散
    all_data = np.concatenate([group1, group2])
    y_bar_direct = np.mean(all_data)
    s_sq_direct = np.var(all_data, ddof=1)
    
    # データを格納
    y_split.append(y_bar_split)
    y_direct.append(y_bar_direct)
    s2_split.append(s_sq_split)
    s2_direct.append(s_sq_direct)

# グラフの描画
fig, axes = plt.subplots(1, 2, figsize=(16, 8))

# 平均の比較
axes[0].scatter(y_split, y_direct, alpha=0.5, color='blue', label=r"分割アプローチ: $\bar{y} = \frac{1}{n}(n_1\bar{y}_1 + n_2\bar{y}_2)$")
axes[0].plot([min(y_split), max(y_split)], [min(y_split), max(y_split)], color='red', linestyle='--', label=r"直接アプローチ: $\bar{y} = \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n y_i$")
axes[0].set_xlabel('分割アプローチ (平均)', fontsize=12)
axes[0].set_ylabel('直接アプローチ (平均)', fontsize=12)
axes[0].set_title('平均の比較: 分割 vs 直接', fontsize=14)
axes[0].legend()
axes[0].grid(True)

# 分散の比較
axes[1].scatter(s2_split, s2_direct, alpha=0.5, color='green', label=r"分割アプローチ: $s^2 = \frac{1}{n-1} \left\{(n_1-1)s_1^2 + (n_2-1)s_2^2 + \frac{n_1n_2}{n}(\bar{y}_1 - \bar{y}_2)^2 \right\}$")
axes[1].plot([min(s2_split), max(s2_split)], [min(s2_split), max(s2_split)], color='red', linestyle='--', label=r"直接アプローチ: $s^2 = \frac{1}{n-1}\sum_{i=1}^n (y_i - \bar{y})^2$")
axes[1].set_xlabel('分割アプローチ (分散)', fontsize=12)
axes[1].set_ylabel('直接アプローチ (分散)', fontsize=12)
axes[1].set_title('分散の比較: 分割 vs 直接', fontsize=14)
axes[1].legend()
axes[1].grid(True)

# グラフの表示
plt.tight_layout()
plt.show()

# 2015 Q4(5)  2024.12.21

import numpy as np
import seaborn as sns
import matplotlib.pyplot as plt

# 1. データ生成
np.random.seed(42)  # 再現性のためのシード値
I = 4  # 行列のサイズ
p_matrix_sym = np.random.rand(I, I)  # 対称性を持たないランダムな確率行列
p_matrix_sym = (p_matrix_sym + p_matrix_sym.T) / 2  # 対称性を強制

# 対称性が成り立たない確率行列
p_matrix_asym = np.random.rand(I, I)
p_matrix_asym = p_matrix_asym / np.sum(p_matrix_asym)  # 正規化

# 正規化して確率にする
p_matrix_sym = p_matrix_sym / np.sum(p_matrix_sym)

# 2. λ_ij の計算関数
def calculate_lambda(p_matrix):
    I = p_matrix.shape[0]
    lambdas = np.zeros((I, I))
    for i in range(1, I):
        for j in range(1, I):
            lambdas[i, j] = np.log(p_matrix[i, j] * p_matrix[0, 0] / (p_matrix[i, 0] * p_matrix[0, j]))
    return lambdas

# 対称性の仮説が成り立つ場合の λ_ij
lambda_sym = calculate_lambda(p_matrix_sym)

# 対称性の仮説が成り立たない場合の λ_ij
lambda_asym = calculate_lambda(p_matrix_asym)

# 3. 可視化: ヒートマップをプロット
fig, axes = plt.subplots(2, 2, figsize=(12, 10))

# 対称性が成り立つ確率行列
sns.heatmap(p_matrix_sym, annot=True, fmt=".3f", cmap="Blues", ax=axes[0, 0])
axes[0, 0].set_title("対称性が成り立つ確率行列 $p_{ij}$")

# 対称性が成り立つ λ_ij 行列
sns.heatmap(lambda_sym, annot=True, fmt=".3f", cmap="Greens", ax=axes[0, 1])
axes[0, 1].set_title("対称性が成り立つ場合の $\lambda_{ij}$")

# 対称性が成り立たない確率行列
sns.heatmap(p_matrix_asym, annot=True, fmt=".3f", cmap="Reds", ax=axes[1, 0])
axes[1, 0].set_title("対称性が成り立たない確率行列 $p_{ij}$")

# 対称性が成り立たない λ_ij 行列
sns.heatmap(lambda_asym, annot=True, fmt=".3f", cmap="Purples", ax=axes[1, 1])
axes[1, 1].set_title("対称性が成り立たない場合の $\lambda_{ij}$")

plt.tight_layout()
plt.show()

# 4. λ_ij = λ_ji の確認
print("対称性が成り立つ場合:")
print("λ_ij == λ_ji:", np.allclose(lambda_sym, lambda_sym.T))

print("\n対称性が成り立たない場合:")
print("λ_ij == λ_ji:", np.allclose(lambda_asym, lambda_asym.T))

import numpy as np

# セル確率 p_ij を与える (例として 3x3 の行列を使用)
p_ij = np.array([[0.2, 0.1, 0.05],
                 [0.15, 0.25, 0.05],
                 [0.05, 0.05, 0.1]])

I = p_ij.shape[0]

# 1. 与えられた p_ij から θ_i, φ_j, λ_ij を計算
p_11 = p_ij[0, 0]  # p_11 はセル (1, 1) の確率
theta_i = np.log(p_ij[1:, 0] / p_11)  # θ_i = log(p_i1 / p_11), i = 2, ..., I
phi_j = np.log(p_ij[0, 1:] / p_11)    # φ_j = log(p_1j / p_11), j = 2, ..., I
lambda_ij = np.zeros((I - 1, I - 1))  # λ_ij を初期化

for i in range(1, I):
    for j in range(1, I):
        lambda_ij[i - 1, j - 1] = np.log(p_ij[i, j] * p_11 / (p_ij[i, 0] * p_ij[0, j]))

# 2. θ_i, φ_j, λ_ij から p_ij を再構成
p_ij_reconstructed = np.zeros_like(p_ij)
p_ij_reconstructed[0, 0] = 1 / (
    1 +
    np.sum(np.exp(theta_i)) +
    np.sum(np.exp(phi_j)) +
    np.sum(np.exp(theta_i[:, None] + phi_j[None, :] + lambda_ij))
)

# 再構成した確率の計算
for i in range(I):
    for j in range(I):
        if i == 0 and j > 0:  # p_1j
            p_ij_reconstructed[i, j] = p_ij_reconstructed[0, 0] * np.exp(phi_j[j - 1])
        elif j == 0 and i > 0:  # p_i1
            p_ij_reconstructed[i, j] = p_ij_reconstructed[0, 0] * np.exp(theta_i[i - 1])
        elif i > 0 and j > 0:  # p_ij
            p_ij_reconstructed[i, j] = p_ij_reconstructed[0, 0] * np.exp(
                theta_i[i - 1] + phi_j[j - 1] + lambda_ij[i - 1, j - 1]
            )

# 3. 結果を確認
print("元の p_ij:")
print(p_ij)
print("\n再構成した p_ij:")
print(p_ij_reconstructed)

# 一致を確認
if np.allclose(p_ij, p_ij_reconstructed, atol=1e-10):
    print("\n与えられた p_ij と再構成した p_ij は一致しました！変換は一対一です。")
else:
    print("\n再構成した p_ij が元の p_ij と一致しません。")

元の p_ij:
[[0.2  0.1  0.05]
 [0.15 0.25 0.05]
 [0.05 0.05 0.1 ]]

再構成した p_ij:
[[0.2  0.1  0.05]
 [0.15 0.25 0.05]
 [0.05 0.05 0.1 ]]

与えられた p_ij と再構成した p_ij は一致しました！変換は一対一です。