Бабушка почти слово в слово так говорила о своих, оставшихся под Кемерово, родичах (только она вспоминала, кажется, 1930-е):
«...В сорок шестом мы с бабкой побирались. Голод
шагал Тамбовщиной, спускался по Хопру.
А впереди него бежали вошь и крысы. Мы — за ними:
подальше от Русанова, от скрежета проклятых крупорушек,
забывших о крупе, — в них ворошился тлен
речных ракушек; от акаций, с которых были содраны стручки
с зародышами зёрен; от стропил с клоками дотлевающей соломы —
оставшимся коровам их набивали в рот, чтоб те могли жевать.
Так не давали помереть скоту: подвешивали в хлеве
где на ремнях, где просто на верёвках — скотина подыхала на весу,
с торчащей изо рта седой соломой.
Вода в прудах смердила. Мы зашли попить. Дверей
никто не запирал — зачем? И в чисто прибранной избе
лежали трое: бабка, мать и внук. Они смотрели
на нас с полатей, в сраме испражнений.
Не двигаясь. Лежали и смотрели. И у них
был этот взгляд — уже поверх страданий,
с нелепым удивлением — за что?
Мы тихо вышли.
Я не знал, за что. И никогда, наверно, не узнаю...» (Геннадий РУСАКОВ)
Читать далее
6 квіт. 2013 р.
2 квіт. 2013 р.
Великое через малое познаётся
Dii majores vs Divos minores...
Стэнли и Бойс — одно время (середина XVIII в.), одна страна (Британия), один жанр (двухчастное волюнтари), один инструмент (орган), но насколько первый блестящ, организован и изобретателен, настолько же второй блекл, разбросан и тривиален!
P. S. Послушав оркестровые фуги Бойса (http://www.youtube.com/watch?v=i4ZGdF3bR1Y), я несколько изменил своё мнение о нём. Видимо, жанр волюнтари не требовал основательности, поэтому и результат время от времени был соответствующим.
Читать далее
Стэнли и Бойс — одно время (середина XVIII в.), одна страна (Британия), один жанр (двухчастное волюнтари), один инструмент (орган), но насколько первый блестящ, организован и изобретателен, настолько же второй блекл, разбросан и тривиален!
P. S. Послушав оркестровые фуги Бойса (http://www.youtube.com/watch?v=i4ZGdF3bR1Y), я несколько изменил своё мнение о нём. Видимо, жанр волюнтари не требовал основательности, поэтому и результат время от времени был соответствующим.
Читать далее
29 бер. 2013 р.
Совок совковый
Ощадбанк — как много в этом слове… говна! Программа компенсации бывшим вкладчикам СССР: в какой голове, где вместо мозгов верёвочка для ушей, родилась сия программа?!?
Сначала бабулькам нужно зарегистрироваться, потом — через бог знает сколько времени — актуализироваться («вы ещё живы?»), причём тоже в два этапа (заочно и очно), после этого [цитата с их сайта] «вкладника буде запрошено до установи Ощадбанку для отримання Національної картки, на яку в разі прийняття відповідних рішень Кабінету Міністрів України в майбутньому буде зараховано компенсацію».
Т. е. вся предыдущая морока с заполнением форм онлайн, по телефону, стоянием в очередях нужна только для того, чтобы получить взамен бумажной сберкнижки пластиковую, на которую может быть когда-нибудь совершенно случайно придут деньги, но «не более 1000 грн»! При этом рыла из минсборов уже на фотографии не влазят!
Читать далее
Сначала бабулькам нужно зарегистрироваться, потом — через бог знает сколько времени — актуализироваться («вы ещё живы?»), причём тоже в два этапа (заочно и очно), после этого [цитата с их сайта] «вкладника буде запрошено до установи Ощадбанку для отримання Національної картки, на яку в разі прийняття відповідних рішень Кабінету Міністрів України в майбутньому буде зараховано компенсацію».
Т. е. вся предыдущая морока с заполнением форм онлайн, по телефону, стоянием в очередях нужна только для того, чтобы получить взамен бумажной сберкнижки пластиковую, на которую может быть когда-нибудь совершенно случайно придут деньги, но «не более 1000 грн»! При этом рыла из минсборов уже на фотографии не влазят!
Читать далее
27 бер. 2013 р.
VI Національна конференція ЛГБТ-руху та ЧСЧ-сервісу України «Рівноправність і залученість»
Шановні колеги та колежанки!
Орієнтовно на 31 травня — 2 червня 2013 р. (п’ятниця—неділя), з урахуванням рекомендацій V Національного стратегічного планування для ЧСЧ-сервісу та ЛГБТ-руху України, що відбулося торік у грудні, заплановано проведення VI Національної конференції ЛГБТ-руху та ЧСЧ-сервісу України «Рівноправність і залученість».
Коспонсорами та титульними організаторами конференції цього року виступають:
Міжнародний благодійний фонд «Міжнародний Альянс з ВІЛ/СНІД в Україні»,
Миколаївська Асоціація Геїв, Лесбіянок і Бісексуалів «ЛіГА».
До складу оргкомітету конференції входять також представники та представниці:
Всеукраїнської спілки «Рада ЛГБТ-організацій України»,
Експертної групи з питань здоров’я й прав геїв та інших ЧСЧ в Україні (ЕГЗП-Україна),
Німецького товариства міжнародного співробітництва (GIZ) в Україні,
Проекту «Покращення послуг у сфері ВІЛ/СНІД серед представників груп найвищого ризику в Україні», який виконується організаціями «ПАКТ Інкорпорейтед» («PACT, Inc.») та «Фемілі Хелс Інтернешнл» / «Еф-Ейч-Ай 360» («Family Health International 360» / FHI360),
Запорізького обласного благодійного фонду «Гендер Зед»,
Громадської організації «Гей-альянс»,
Криворізького міського відділення Всеукраїнської благодійної організації «Всеукраїнська мережа людей, що живуть з ВІЛ/СНІД».
Цьогорічна конференція має стати наймасовішою за історію проведення національних конференцій ЛГБТ-руху та ЧСЧ-сервісу: оргкомітет планує запросити до участі близько 150 учасників і учасниць, які представлятимуть широке коло ЛГБТ-організацій, ініціативних ЛГБТ-груп, ЧСЧ-сервісних і партнерських організацій, що працюють в Україні.
Протягом трьох робочих днів конференції планується проведення:
пленарних сесій з презентаціями ключових досліджень, подій, найкращих практик;
секцій з питань, актуальних для ЛГБТ-руху та ЧСЧ-сервісу;
майстер-класів, міні-семінарів, міні-тренінгів;
факультативних заходів, запропонованих учасниками/учасницями.
Реєстрація претендентів і претенденток на участь у конференції відкрита з 0 год. 00 хв. 25 березня 2013 р. (понеділок) за посиланням https://docs.google.com/spreadsheet/viewform?formkey=dEw2bWFxMWVmRjR6LXhxaXNWVFZXTFE6MA. Якщо Ви бажаєте взяти участь у конференції, зареєструйтеся, будь ласка, онлайн не пізніше 23 год. 59 хв. 10 квітня 2013 р. (середа).
В електронній реєстраційний формі Ви знайдете окремі блоки для подання тез доповіді, яку Ви хотіли би представити на конференції, та для короткої програми спеціального заходу в рамках конференції (майстер-класу, міні-тренінгу, міні-семінару, ранкової/вечірньої факультативної секції), який Ви бажали би провести. Обсяг тез — не більше 300 слів. Радимо заздалегідь підготувати текст тез або програми у текстовому редакторі, а потім скопіювати його до онлайн-форми.
Компенсація проїзду в обидва боки, проживання та харчування учасників/учасниць забезпечуватимуться коспонсорами конференції.
Новацією цього року стає внесок за участь у конференції, який мають сплатити відібрані учасники та учасниці:
по 100 грн повинні будуть сплатити ті учасники/учасниці, які запланували свою участь у конференції як пасивну (не подали тез доповідей, не заявилися на фасилітацію/проведення сесій, секцій, тренінгів, майстер-класів тощо);
по 50 грн повинні будуть сплатити ті учасники/учасниці, які подали тези доповідей, проте ці доповіді не були включені оргкомітетом до програми конференції;
будуть звільнені від внеску спікери/спікерки та фасилітатори/фасилітаторки пленарних засідань і секцій конференції, ведучі майстер-класів, міні-тренінгів, міні-семінарів та факультативних секцій — за умови, що відповідні заходи включено до програми конференції.
Теми, за якими вітається подання тез доповідей або підготовка майстер-класів, міні-тренінгів чи міні-семінарів:
протидія гомофобним законодавчим ініціативам та анти-ЛГБТ-рухові загалом,
досвід проведення публічних акцій,
адвокація на міжнародному рівні,
взаємодія з мас-медіа та владними інституціями,
інформаційна стратегія ЛГБТ-руху,
рутинний моніторинг прав людини,
стратегічне судочинство,
врахування ЧСЧ/ЛГБТ-компоненту в Загальнодержавній цільовій соціальній програмі з протидії ВІЛ-інфекції/СНІДу на2014–2018 роки,
стандарти соціальної роботи з ЧСЧ/ЛГБТ,
робота з професійними групами в інтересах ЧСЧ/ЛГБТ,
дослідження,
жіноче здоров’я,
репродуктивне здоров’я,
спорт,
здоров’я трансґендерів,
інноваційні технології та найкращі практики,
камінаут,
робота з близьким оточенням,
«Метросейф»,
туберкульоз, онкологічні та інші захворювання,
сексуальна адикція та інші залежності (тютюнова, алкогольна, наркотична, ігрова тощо),
ЛГБТ-сім’ї;
робота з ініціативними групами,
роль ЧСЧ в нинішніх процесах мобілізації спільнот і соціальних груп, уразливих до ВІЛ-інфекції,
організаційний розвиток молодих організацій,
регіональне лідерство.
На 30 травня 2013 р. (четвер) планується проведення одноденної преконференції, в рамках якої відбудуться тренінг для психологів і психологинь ЛГБТ- та ЧСЧ-сервісних організацій України, а також VIII очні загальні збори Ради ЛГБТ-організацій України. Запрошення на преконференцію розсилатимуться в індивідуальному порядку, незалежно від результатів розгляду заявок на участь у конференції.
Нерезиденти України можуть претендувати на участь у конференції за індивідуальним погодженням із оргкомітетом. Слід зауважити, що для іноземних учасників компенсація проїзду та переклад не передбачені.
У разі недотримання строків реєстрації, неповного або неправдивого заповнення реєстраційної онлайн-форми, її явного заповнення третьою особою — оргкомітет може відхилити Вашу заявку без розгляду.
Відбір учасників/учасниць конференції буде здійснено оргкомітетом на підставі рейтингової системи в поєднанні з системою квот (включаючи ґендерно чутливі підходи) в строк до 20 квітня 2013 р. За результатами розгляду заявок оргкомітет сформує основний список учасників/учасниць, а також резервний список.
Причини, з яких заявки на участь у конференції підтримано або не підтримано оргкомітетом, не повідомляються та не обґрунтовуються.
Про результати відбору буде повідомлено не пізніше 24 квітня 2013 р. за адресою електронної пошти, вказаною Вами при реєстрації (будь ласка, вказуйте персональний імейл, а не електронну адресу організації).
З усіх питань щодо конференції Ви можете звернутися до техкомітету за електронною адресою lgbt.conference@gmail.com або персонально до:
менеджерки з надання технічної допомоги Міжнародного Альянсу з ВІЛ/СНІД в Україні Мирослави ДЕБЕЛЮК: debeliuk@aidsalliance.org.ua, +380503573743;
члена оргкомітету — керівника техкомітету Святослава ШЕРЕМЕТА: sheremet@gay-forum.org.ua, +380503155457.
З повагою,
ОРГКОМІТЕТ КОНФЕРЕНЦІЇ
м. Київ, 25 березня 2013 р., понеділок
Читать далее
Орієнтовно на 31 травня — 2 червня 2013 р. (п’ятниця—неділя), з урахуванням рекомендацій V Національного стратегічного планування для ЧСЧ-сервісу та ЛГБТ-руху України, що відбулося торік у грудні, заплановано проведення VI Національної конференції ЛГБТ-руху та ЧСЧ-сервісу України «Рівноправність і залученість».
Коспонсорами та титульними організаторами конференції цього року виступають:
Міжнародний благодійний фонд «Міжнародний Альянс з ВІЛ/СНІД в Україні»,
Миколаївська Асоціація Геїв, Лесбіянок і Бісексуалів «ЛіГА».
До складу оргкомітету конференції входять також представники та представниці:
Всеукраїнської спілки «Рада ЛГБТ-організацій України»,
Експертної групи з питань здоров’я й прав геїв та інших ЧСЧ в Україні (ЕГЗП-Україна),
Німецького товариства міжнародного співробітництва (GIZ) в Україні,
Проекту «Покращення послуг у сфері ВІЛ/СНІД серед представників груп найвищого ризику в Україні», який виконується організаціями «ПАКТ Інкорпорейтед» («PACT, Inc.») та «Фемілі Хелс Інтернешнл» / «Еф-Ейч-Ай 360» («Family Health International 360» / FHI360),
Запорізького обласного благодійного фонду «Гендер Зед»,
Громадської організації «Гей-альянс»,
Криворізького міського відділення Всеукраїнської благодійної організації «Всеукраїнська мережа людей, що живуть з ВІЛ/СНІД».
Цьогорічна конференція має стати наймасовішою за історію проведення національних конференцій ЛГБТ-руху та ЧСЧ-сервісу: оргкомітет планує запросити до участі близько 150 учасників і учасниць, які представлятимуть широке коло ЛГБТ-організацій, ініціативних ЛГБТ-груп, ЧСЧ-сервісних і партнерських організацій, що працюють в Україні.
Протягом трьох робочих днів конференції планується проведення:
пленарних сесій з презентаціями ключових досліджень, подій, найкращих практик;
секцій з питань, актуальних для ЛГБТ-руху та ЧСЧ-сервісу;
майстер-класів, міні-семінарів, міні-тренінгів;
факультативних заходів, запропонованих учасниками/учасницями.
Реєстрація претендентів і претенденток на участь у конференції відкрита з 0 год. 00 хв. 25 березня 2013 р. (понеділок) за посиланням https://docs.google.com/spreadsheet/viewform?formkey=dEw2bWFxMWVmRjR6LXhxaXNWVFZXTFE6MA. Якщо Ви бажаєте взяти участь у конференції, зареєструйтеся, будь ласка, онлайн не пізніше 23 год. 59 хв. 10 квітня 2013 р. (середа).
В електронній реєстраційний формі Ви знайдете окремі блоки для подання тез доповіді, яку Ви хотіли би представити на конференції, та для короткої програми спеціального заходу в рамках конференції (майстер-класу, міні-тренінгу, міні-семінару, ранкової/вечірньої факультативної секції), який Ви бажали би провести. Обсяг тез — не більше 300 слів. Радимо заздалегідь підготувати текст тез або програми у текстовому редакторі, а потім скопіювати його до онлайн-форми.
Компенсація проїзду в обидва боки, проживання та харчування учасників/учасниць забезпечуватимуться коспонсорами конференції.
Новацією цього року стає внесок за участь у конференції, який мають сплатити відібрані учасники та учасниці:
по 100 грн повинні будуть сплатити ті учасники/учасниці, які запланували свою участь у конференції як пасивну (не подали тез доповідей, не заявилися на фасилітацію/проведення сесій, секцій, тренінгів, майстер-класів тощо);
по 50 грн повинні будуть сплатити ті учасники/учасниці, які подали тези доповідей, проте ці доповіді не були включені оргкомітетом до програми конференції;
будуть звільнені від внеску спікери/спікерки та фасилітатори/фасилітаторки пленарних засідань і секцій конференції, ведучі майстер-класів, міні-тренінгів, міні-семінарів та факультативних секцій — за умови, що відповідні заходи включено до програми конференції.
Теми, за якими вітається подання тез доповідей або підготовка майстер-класів, міні-тренінгів чи міні-семінарів:
протидія гомофобним законодавчим ініціативам та анти-ЛГБТ-рухові загалом,
досвід проведення публічних акцій,
адвокація на міжнародному рівні,
взаємодія з мас-медіа та владними інституціями,
інформаційна стратегія ЛГБТ-руху,
рутинний моніторинг прав людини,
стратегічне судочинство,
врахування ЧСЧ/ЛГБТ-компоненту в Загальнодержавній цільовій соціальній програмі з протидії ВІЛ-інфекції/СНІДу на
стандарти соціальної роботи з ЧСЧ/ЛГБТ,
робота з професійними групами в інтересах ЧСЧ/ЛГБТ,
дослідження,
жіноче здоров’я,
репродуктивне здоров’я,
спорт,
здоров’я трансґендерів,
інноваційні технології та найкращі практики,
камінаут,
робота з близьким оточенням,
«Метросейф»,
туберкульоз, онкологічні та інші захворювання,
сексуальна адикція та інші залежності (тютюнова, алкогольна, наркотична, ігрова тощо),
ЛГБТ-сім’ї;
робота з ініціативними групами,
роль ЧСЧ в нинішніх процесах мобілізації спільнот і соціальних груп, уразливих до ВІЛ-інфекції,
організаційний розвиток молодих організацій,
регіональне лідерство.
На 30 травня 2013 р. (четвер) планується проведення одноденної преконференції, в рамках якої відбудуться тренінг для психологів і психологинь ЛГБТ- та ЧСЧ-сервісних організацій України, а також VIII очні загальні збори Ради ЛГБТ-організацій України. Запрошення на преконференцію розсилатимуться в індивідуальному порядку, незалежно від результатів розгляду заявок на участь у конференції.
Нерезиденти України можуть претендувати на участь у конференції за індивідуальним погодженням із оргкомітетом. Слід зауважити, що для іноземних учасників компенсація проїзду та переклад не передбачені.
У разі недотримання строків реєстрації, неповного або неправдивого заповнення реєстраційної онлайн-форми, її явного заповнення третьою особою — оргкомітет може відхилити Вашу заявку без розгляду.
Відбір учасників/учасниць конференції буде здійснено оргкомітетом на підставі рейтингової системи в поєднанні з системою квот (включаючи ґендерно чутливі підходи) в строк до 20 квітня 2013 р. За результатами розгляду заявок оргкомітет сформує основний список учасників/учасниць, а також резервний список.
Причини, з яких заявки на участь у конференції підтримано або не підтримано оргкомітетом, не повідомляються та не обґрунтовуються.
Про результати відбору буде повідомлено не пізніше 24 квітня 2013 р. за адресою електронної пошти, вказаною Вами при реєстрації (будь ласка, вказуйте персональний імейл, а не електронну адресу організації).
З усіх питань щодо конференції Ви можете звернутися до техкомітету за електронною адресою lgbt.conference@gmail.com або персонально до:
менеджерки з надання технічної допомоги Міжнародного Альянсу з ВІЛ/СНІД в Україні Мирослави ДЕБЕЛЮК: debeliuk@aidsalliance.org.ua, +380503573743;
члена оргкомітету — керівника техкомітету Святослава ШЕРЕМЕТА: sheremet@gay-forum.org.ua, +380503155457.
З повагою,
ОРГКОМІТЕТ КОНФЕРЕНЦІЇ
м. Київ, 25 березня 2013 р., понеділок
Читать далее
23 бер. 2013 р.
Даты
Обработка дат в
Сначала преобразуем нашу переменную в формат даты:
Обратите внимание на параметр формата
Полученная переменная date.new пригодна для календарных вычислений. Возможно ли напрямую из неё извлечь месяцы, я пока не знаю, поэтому мы воспользовались кружным путём:
Иными словами, сначала дату мы преобразуем в строки типа2012-12-12 командой 2012-12) командой
Читать далее
R кажется не вполне тривиальным занятием, но при ближайшем знакомстве выглядит несложной. Итак, есть массив в несколько тысяч записей (назовём его massive), одна переменная (пусть она называется date) которого — даты соответствующих наблюдений в привычном формате день.месяц.год (напр., 12.12.2012). Стоит задача рассортировать все наблюдения по месяцам. Сначала преобразуем нашу переменную в формат даты:
massive$date.new = as.Date(massive$date,'%d.%m.%Y')Обратите внимание на параметр формата
%d.%m.%Y — мы указываем машине, что наши исходные даты представлены в виде день.месяц (цифрами, а не словами).год (полностью), при этом разделителем выступает точка. Если бы год был в сокращённом виде (двумя цифрами, без столетия), то вместо прописной %Y следовало бы поставить строчную %y.Полученная переменная date.new пригодна для календарных вычислений. Возможно ли напрямую из неё извлечь месяцы, я пока не знаю, поэтому мы воспользовались кружным путём:
massive$date.sort=strtrim(format(massive$date.new,'%Y-%m-%d'),7)Иными словами, сначала дату мы преобразуем в строки типа
format(), после чего из каждой такой строки отсекаем первые семь символов (т. е. strtrim() и записываем полученное в новую переменную, которая и будет сортировать наши наблюдения. Читать далее
17 бер. 2013 р.
Спуск полос в Debian
Примечание: материал взят из http://debback.blogspot.com/2009/01/blog-post.html
Для печати книги необходимо провести такую процедуру, как спуск полос. Этот загадочный термин означает в типографии размещение нескольких страниц на одном листе бумаги. Естественно, что страницы должны быть в правильном порядке, чтобы после нарезки и сгибания листов мы с вами читали книгу последовательно, начиная с первой странички, и заканчивая последней.
Для ненавистных мне форточек существует довольно много программ и плагинов, позволяющих выполнить в домашних условиях спуск полос. Однако, найти такую программу для Linux оказалось сложнее. Вероятно, в виду отсутствия большого ассортимента. На многих форумах я даже натыкался на заявление о том, что под Linux таких программ просто нет. Наверное, это было давно и неправда.
Чтобы сделать спуск полос, устанавливаем полезный пакет утилит для работы с файлами postscript:
И кидаем в папку ~/bin файлик make_book со следующим содержимым:
Не забудьте сделать этот файл исполняемым:
Чтобы подготовить книгу к печати, просто воспользуйтесь вашим сриптиком (само собой, папку ~/bin нужно прописать в $PATH):
После этого остается только распечатать файл my_book_book.pdf. Печатаем сначала четные страницы, переварачиваем, и печатаем нечетные. Или наоборот. Или в обратном порядке. Или сразу в один проход. Это уже зависит от модели вашего принтера. В любом случае, думаю, испортив несколько потенциальных книг Вы поймете, как делать правильно. Поэтому, рекомендую тренироваться на маленьких книгах. Сказка для колобка подойдет. Если найдете ее в формате PDF :)
Теперь разберем подробнее, что делает эта длинная команда.
pdftops — преобразовывает PDF в PostScript. Именно в этом формате мы будем превращать документ в книгу.
psbook — пересортировывает страницы в сигнатуры. Проще говоря, на выходе страницы располагаются в таком порядке, в каком они шли бы на отдельных листах тетради. Здесь стоит обратить внимание на некоторые подробности. Если Вы возьмете в руки хорошую книгу с хорошим переплетом, и внимательно посмотрите на нее то, возможно, обратите внимание, что она состоит из множества тетрадочек. Это замечательный способ сделать надежную прочную толстую книжку. И это не так уж сложно, как может показаться на первый взгляд. Первый экземпляр книги я сделал именно таким методом. Однако, это занимает некоторое время. Если вам не нужна красата, а нужно быстро напечатать и прочесть, то лучше распечатать одной тетрадью. А если Вы все же решили взяться за дело серьезно, то в помощь вам придет параметр ’-s’, после которого нужно указать число страниц в каждой тетрадке (кратное4-м).
psnup — укладывает страницы на один лист. параметры ’-m’ и ’-b’ задают отступы вокруг листа и вокруг страницы соответственно.
ps2pdf — конвертирует результат из PostScript обратно в PDF. Здесь с помощью sed имя конечного файла формируется на основе исходного с суфиксом ’_book’. В принципе, возможно, Вам нет необходимости конвертировать обратно в PDF. Можно сразу печатать файл PostScript. Но у меня с принтером Epson Stylus CX8300 на бумаге почему-то получается низкое разрешение и всяческие неприятные артефакты. Где-то на каком-то форуме встречал аналогичную жалобу владельца принтера Epson. А конвертация в PDF эту проблему снимает.
Читать далее
Для печати книги необходимо провести такую процедуру, как спуск полос. Этот загадочный термин означает в типографии размещение нескольких страниц на одном листе бумаги. Естественно, что страницы должны быть в правильном порядке, чтобы после нарезки и сгибания листов мы с вами читали книгу последовательно, начиная с первой странички, и заканчивая последней.
Для ненавистных мне форточек существует довольно много программ и плагинов, позволяющих выполнить в домашних условиях спуск полос. Однако, найти такую программу для Linux оказалось сложнее. Вероятно, в виду отсутствия большого ассортимента. На многих форумах я даже натыкался на заявление о том, что под Linux таких программ просто нет. Наверное, это было давно и неправда.
Чтобы сделать спуск полос, устанавливаем полезный пакет утилит для работы с файлами postscript:
$ sudo apt-get install impose+И кидаем в папку ~/bin файлик make_book со следующим содержимым:
#!/bin/bash
pdftops $1 - | psbook | psnup -m 0 -b 1 -2 | ps2pdf - `echo $1 | sed -e "s/\.\(\w*\)/_book.\1/g"`;Не забудьте сделать этот файл исполняемым:
$ chmod u+x make_bookЧтобы подготовить книгу к печати, просто воспользуйтесь вашим сриптиком (само собой, папку ~/bin нужно прописать в $PATH):
$ make_book my_book.pdfПосле этого остается только распечатать файл my_book_book.pdf. Печатаем сначала четные страницы, переварачиваем, и печатаем нечетные. Или наоборот. Или в обратном порядке. Или сразу в один проход. Это уже зависит от модели вашего принтера. В любом случае, думаю, испортив несколько потенциальных книг Вы поймете, как делать правильно. Поэтому, рекомендую тренироваться на маленьких книгах. Сказка для колобка подойдет. Если найдете ее в формате PDF :)
Теперь разберем подробнее, что делает эта длинная команда.
pdftops — преобразовывает PDF в PostScript. Именно в этом формате мы будем превращать документ в книгу.
psbook — пересортировывает страницы в сигнатуры. Проще говоря, на выходе страницы располагаются в таком порядке, в каком они шли бы на отдельных листах тетради. Здесь стоит обратить внимание на некоторые подробности. Если Вы возьмете в руки хорошую книгу с хорошим переплетом, и внимательно посмотрите на нее то, возможно, обратите внимание, что она состоит из множества тетрадочек. Это замечательный способ сделать надежную прочную толстую книжку. И это не так уж сложно, как может показаться на первый взгляд. Первый экземпляр книги я сделал именно таким методом. Однако, это занимает некоторое время. Если вам не нужна красата, а нужно быстро напечатать и прочесть, то лучше распечатать одной тетрадью. А если Вы все же решили взяться за дело серьезно, то в помощь вам придет параметр ’-s’, после которого нужно указать число страниц в каждой тетрадке (кратное
psnup — укладывает страницы на один лист. параметры ’-m’ и ’-b’ задают отступы вокруг листа и вокруг страницы соответственно.
ps2pdf — конвертирует результат из PostScript обратно в PDF. Здесь с помощью sed имя конечного файла формируется на основе исходного с суфиксом ’_book’. В принципе, возможно, Вам нет необходимости конвертировать обратно в PDF. Можно сразу печатать файл PostScript. Но у меня с принтером Epson Stylus CX8300 на бумаге почему-то получается низкое разрешение и всяческие неприятные артефакты. Где-то на каком-то форуме встречал аналогичную жалобу владельца принтера Epson. А конвертация в PDF эту проблему снимает.
Читать далее
16 бер. 2013 р.
Ubi sunt qui ante nos
То, что происходит впервые, врезается в память. Я был так мал, что, наверное, не осознавал смысла события, на которое зачем-то потащила меня бабушка — похороны какого-то соседа: все плачут и я с ними, все идут и я где-то под ногами путаюсь… ярко помнится только одно: надгробная речь возле ямы. Вернее, всего несколько её слов: «мы будем помнить тебя вечно».
Я тогда проникся огромным уважением (или завистью — в общем, какое-то сильное детское чувство) к покойному: надо ж, какой большой человек был, наверное герой, раз будут помнить долго-долго, почти бесконечно!
Надо сказать, что категории «вечно» и «бесконечно» ещё долго потом казались мне полным тождеством, а слияние вечности и героизма вполне чётко поддерживалось памятниками погибшим в войну солдатам. Лишь заканчивая университет я осознал, что ритуальная формула «мы будем помнить тебя вечно» — это не ложь, имеющая цель в последний раз порадовать душу усопшего и утешить души живущих, а правда.
«Вечно» — это не до конца времён, а лишь до скончания века говорящего и слушающих, т. е. одно-два поколения, да и то, если память не отшибёт.
А дальше… дальше остаются безымянные фотографии, ржавые надгробия, замшелые камни и, в редчайших случаях, — славные имена.
Читать далее
Я тогда проникся огромным уважением (или завистью — в общем, какое-то сильное детское чувство) к покойному: надо ж, какой большой человек был, наверное герой, раз будут помнить долго-долго, почти бесконечно!
Надо сказать, что категории «вечно» и «бесконечно» ещё долго потом казались мне полным тождеством, а слияние вечности и героизма вполне чётко поддерживалось памятниками погибшим в войну солдатам. Лишь заканчивая университет я осознал, что ритуальная формула «мы будем помнить тебя вечно» — это не ложь, имеющая цель в последний раз порадовать душу усопшего и утешить души живущих, а правда.
«Вечно» — это не до конца времён, а лишь до скончания века говорящего и слушающих, т. е. одно-два поколения, да и то, если память не отшибёт.
А дальше… дальше остаются безымянные фотографии, ржавые надгробия, замшелые камни и, в редчайших случаях, — славные имена.
Читать далее
15 бер. 2013 р.
Возвышенное и земное
Последний день пребывания в Одессе. Обед съел. Из гостиницы выселился. До работы остаётся три часа. Пойти погулять по городу — идея банальная, но чего от безделья не сделаешь! Я и пошёл. Какого-то особого намерения не было, поэтому, увидев Археологический музей, я не раздумывал и вошёл внутрь.
Сразу за вестибюлем расположен зал эллинизма. Пока я рассматривал всякие черепки и вазы, рядом шумели дети, их учитель сочным баритоном что-то объяснял… Было, конечно, интересно, но за душу особо не брало... Разве что маленькие (совсем маленькие!) кувшинчики для благовоний — они так похожи на колбочки, что я поневоле улыбался.
В какой-то момент дети и их басовитый педагог исчезли, наступила музейная тишина, нарушаемая только скрипом моей обуви, а я оказался перед надгробиями. И тут случилось… камни заговорили: греческие буквы сложились сначала в отдельные слова, потом зазвучали фразы: ΧΟΙΔΡΑ ΓΥΝΗ ΑΝΤΙΜΑΧΟΥ ΧΑΙΡΕ — Хедра жена Антимаха. Радуйся!
Память постепенно отдавала когда-то выученный язык, я одновременно и сопереживал неизвестному мне Антимаху, и радовался за его жену, памяти о которой посчастливилось на тысячелетия пережить её время, и испытывал жутковатое чувство связи эпох через насечки на холодном песчанике…
Потом, в других залах, были и таблички с законами на греческом и на латыни, стрелы, наконечники, скелеты… но ничто уже не могло впечатлить так сильно, как короткое эллинское приветствие ΧΑΙΡΕ — Радуйся!, выбитое на взрослых и детских камнях.
Впрочем, нет! На Приморском бульваре, недалеко от музея, в туалете за две гривни на стене красовалось: «Ребята, кому миньет? 095… Олег». Возможно и этому нашему современнику суждено взволновать кого-то сквозь тысячелетия.
Читать далее
Сразу за вестибюлем расположен зал эллинизма. Пока я рассматривал всякие черепки и вазы, рядом шумели дети, их учитель сочным баритоном что-то объяснял… Было, конечно, интересно, но за душу особо не брало... Разве что маленькие (совсем маленькие!) кувшинчики для благовоний — они так похожи на колбочки, что я поневоле улыбался.
В какой-то момент дети и их басовитый педагог исчезли, наступила музейная тишина, нарушаемая только скрипом моей обуви, а я оказался перед надгробиями. И тут случилось… камни заговорили: греческие буквы сложились сначала в отдельные слова, потом зазвучали фразы: ΧΟΙΔΡΑ ΓΥΝΗ ΑΝΤΙΜΑΧΟΥ ΧΑΙΡΕ — Хедра жена Антимаха. Радуйся!
Память постепенно отдавала когда-то выученный язык, я одновременно и сопереживал неизвестному мне Антимаху, и радовался за его жену, памяти о которой посчастливилось на тысячелетия пережить её время, и испытывал жутковатое чувство связи эпох через насечки на холодном песчанике…
Потом, в других залах, были и таблички с законами на греческом и на латыни, стрелы, наконечники, скелеты… но ничто уже не могло впечатлить так сильно, как короткое эллинское приветствие ΧΑΙΡΕ — Радуйся!, выбитое на взрослых и детских камнях.
Впрочем, нет! На Приморском бульваре, недалеко от музея, в туалете за две гривни на стене красовалось: «Ребята, кому миньет? 095… Олег». Возможно и этому нашему современнику суждено взволновать кого-то сквозь тысячелетия.
Читать далее
3 бер. 2013 р.
The Cold Song
Делать открытия, даже маленькие, только для себя — счастье. В это воскресное утро, садясь в сонный междугородный автобус, я решил, что включу в плейере не то, что хочется, а то, что на глаза попадётся — просто для разнообразия. Попался «Тимон Афинский», доселе незнакомая мне опера. Великолепная музыка, звучащая в наушниках, конечно, веселила душу, но тридцатая минута показалась вообще откровением.
Дело в том, что примерно год назад я наткнулся в ютубе на один ролик, поразивший меня и красотой пластики танцующих, и сдержанной страстью звучащего. Автор не был обозначен, а непривычные гармонии заставили меня думать, что это шедевр современного автора с очень хорошим вкусом. И вот теперь, среди дремлющих пассажиров мне открылся истинный автор — органист Вестмистерского аббатства, придворный композитор королевы Мэри, гордость Британии Генри ПЁРСЕЛЛ.
Читать далее
Дело в том, что примерно год назад я наткнулся в ютубе на один ролик, поразивший меня и красотой пластики танцующих, и сдержанной страстью звучащего. Автор не был обозначен, а непривычные гармонии заставили меня думать, что это шедевр современного автора с очень хорошим вкусом. И вот теперь, среди дремлющих пассажиров мне открылся истинный автор — органист Вестмистерского аббатства, придворный композитор королевы Мэри, гордость Британии Генри ПЁРСЕЛЛ.
Читать далее
1 бер. 2013 р.
К вопросу о цивилизационном процессе
Посмотрел я все материалы одного социологического журнала (nomina sunt odiosa). Все они выполнены в количественной методологии, т. е. имеют дело с цифрами. Но… это тенденция — погрешностей нет, размеры выборок указаны далеко не всегда. А методы обработки! Самое продвинутое, что я нашёл — анализ корреляционной матрицы. Вау! Какой там анализ сетей? Какие там многомерные ановы и прочие регрессии? Какой там data mining? Страшно далеки они от народа.
Читать далее
Примечание
Соколов М. М. О процессе академической (де)цивилизации // http://www.isras.ru/files/File/Socis/2012_8/Sokolov.pdfЧитать далее
28 лют. 2013 р.
Снова о логистической регрессии
NB: Этот материал представляет собой сокращённый перевод публикации R Data Analysis Examples: Logit Regression, http://www.ats.ucla.edu/stat/r/dae/logit.htm. Большая часть описанных манипуляций давно автоматизирована в пакете
Логистическая регрессия, называемая также логит-моделью, используется для моделирования двоичных зависимых переменных. В этом методе логарифм шансов наступления исследуемого события представляется линейной комбинацией переменных-предикторов.
Для анализа мы дополнительно воспользуемся пакетами
Пример. Исследователь ищет, как переменные GRE (Graduate Record Exam scores — оценки во время обучения в вузе), GPA (grade point average — средний балл) и престиж вуза влияют на поступление в аспирантуру. Т. о. искомая переменная, поступил или не поступил (admit/don’t admit), является бинарной.
В описанном ниже анализе мы воспользовались сгенерированными гипотетическими данными, которые можно получить, используя
## admit gre gpa rank
## 1 0 380 3.61 3
## 2 1 660 3.67 3
## 3 1 800 4.00 1
## 4 1 640 3.19 4
## 5 0 520 2.93 4
## 6 1 760 3.00 2
Этот масив содержит бинарную зависимую переменную admit, а также три предиктора: gre, gpa and rank. Мы воспользуемся переменными gre и gpa как непрерывными. Переменная rank принимает значения от 1 до 4. У вузов с рангом 1 самый высокий престиж, а у вузов с рангом 4 — самый низкий.
Пробит-регрессия даёт результаты, похожие на логистическую. Выбор пробит или логит-моделирования в значительной степени зависит от личных предпочтений исследователя.
OLS-регрессия, используемая с бинарной зависимой переменной, известна как линейно-вероятностная модель (linear probability model) и может применяться для описания условных вероятностей. Тем не менее, ошибки (т. н. остатки — residuals), даваемые этим методом, не соответствуют предположению о гомоскедастичности (равной дисперсии) и нормальном распределении, заложенном в OLS-регрессии, что приводит к неправильным значениям стандартных ошибок и ложным результатам тестирования гипотез (подробнее см. Long, 1997, p.38-40).
Дискриминантный анализ двух групп. Многомерный метод для бинарной зависимой переменной.
Hotelling’s T2. Зависимая переменная 0/1 преобразуется в группирующую переменную, а предикторы — в зависимые переменные. Это позволяет выполнить общий тест значимости, но не даёт индивидуальных коэффициентов для каждой переменной, соответственно остаётся неясным вклад каждого такого «предиктора» в эффект прочих «предикторов».
Код, приведённый ниже, выполняет логистическое моделирование с использованием функции glm() function, но сначала мы превратим переменную rank в фактор, чтобы показать, что она должна трактоваться как категориальная переменная:
Поскольку мы дали нашей модели имя
## Call:
## glm(formula = admit ~ gre + gpa + rank, family = "binomial",
## data = mydata)
##
## Deviance Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -1.627 -0.866 -0.639 1.149 2.079
##
## Coefficients:
## Estimate Std. Error z value Pr(>|z|)
## (Intercept) -3.98998 1.13995 -3.50 0.00047 ***
## gre 0.00226 0.00109 2.07 0.03847 *
## gpa 0.80404 0.33182 2.42 0.01539 *
## rank2 -0.67544 0.31649 -2.13 0.03283 *
## rank3 -1.34020 0.34531 -3.88 0.00010 ***
## rank4 -1.55146 0.41783 -3.71 0.00020 ***
## ---
## Signif. codes: 0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
##
## (Dispersion parameter for binomial family taken to be 1)
##
## Null deviance: 499.98 on 399 degrees of freedom
## Residual deviance: 458.52 on 394 degrees of freedom
## AIC: 470.5
##
## Number of Fisher Scoring iterations: 4
В приведённых результатах вначале мы видим саму модель (секция «Call») и заданные опции.
Затем видим отклонение остатков (deviance residuals), измеряющий подгонку модели. Ниже мы обсудим, как пользоваться этой строкой, чтобы оценить соответствие модели.
Следующая часть результатов показывает коэффициенты, их стандартные ошибки, z-статистики (называемые иногда z-статистиками Вальда — коэффициенты, делённые на стандартные ошибки) и соответствующие p-значения. Очевидно, что переменные
Так, возрастание на одну единицу
Уровни переменной
Под таблицей коэффициентов находятся служебные данные. Чуть позже мы покажем пример, как можно использовать эти цифры для оценки качества модели.
Мы можем воспользоваться функцией
## 2.5 % 97.5 %
## (Intercept) -6.2716202 -1.792547
## gre 0.0001376 0.004436
## gpa 0.1602959 1.464143
## rank2 -1.3008888 -0.056746
## rank3 -2.0276713 -0.670372
## rank4 -2.4000265 -0.753543
Мы можем протестировать общее влияние переменной
## Chi-squared test:
## X2 = 20.9, df = 3, P(> X2) = 0.00011
Значение теста хи-квадрат 20.9 с тремя степенями свободы ассоциировано с p-значением 0.00011, показывающим, что общее влияние переменной
Мы также можем протестировать другие гипотезы о различиях в коэффициентах разных уровней переменной4-е и 5-е слагаемое в модели). Для контраста мы умножаем один из них на 1, а другой на −1. Прочие слагаемые модели не участвуют в тесте, поэтому мы умножаем их на 0. Вторая линия кода использует равенство L=l для того, чтобы сказать R, что мы решили выполнить тест с использованием вектора l.
## Chi-squared test:
## X2 = 5.5, df = 1, P(> X2) = 0.019
Значение теста хи-квадрат 5.5 с одной степенью свободы ассоциировано с p-значением 0.019, показывающим, что разница между коэффициентами для rank=2 и rank=3 статистически значима.
Вы также можете экспоненцировать коэффициенты и интерпретировать их как отношения шансов (OR).
## (Intercept) gre gpa rank2 rank3 rank4
## 0.0185 1.0023 2.2345 0.5089 0.2618 0.2119
## OR 2.5 % 97.5 %
## (Intercept) 0.0185 0.001889 0.1665
## gre 1.0023 1.000138 1.0044
## gpa 2.2345 1.173858 4.3238
## rank2 0.5089 0.272290 0.9448
## rank3 0.2618 0.131642 0.5115
## rank4 0.2119 0.090716 0.4707
Теперь мы можем сказать, что при возрастании на одну единицу переменной
Вы можете использовать предсказанные вероятности, чтобы лучше понять эту модель. Предсказанные вероятности можно рассчитать как для категориальных, так и для непрерывных предикторов. Для того, чтобы создать предсказываемые вероятности, нам сначала нужно создать новую таблицу с данными, в которой будут значения независимых переменных такие, для которых нужно произвести предсказание.
Мы начнём с расчёта презсказанных вероятностей поступления для каждого значения престижности вуза (переменная
## gre gpa rank
## 1 587.7 3.39 1
## 2 587.7 3.39 2
## 3 587.7 3.39 3
## 4 587.7 3.39 4
Заметьте, что в новой таблице имена переменных должны быть такими же, как и в вашей регрессионной модели (напр., среднее для
## gre gpa rank rankP
## 1 587.7 3.39 1 0.5166
## 2 587.7 3.39 2 0.3523
## 3 587.7 3.39 3 0.2186
## 4 587.7 3.39 4 0.1847
Из приведённых результатов следует, что предсказанные вероятности быть принятым в аспирантуру суть 0.52 для студентов из наиболее престижных вузов (rank=1), но 0.18 для студентов из наименее престижных (rank=4) при одинаковых средних показателях успеваемости gre и gpa. Аналогично можно варьировать значения переменных
Код, генерирующий предсказанные вероятности, аналогичен приведённому выше.
## gre gpa rank fit se.fit residual.scale UL LL
## 1 200.0 3.39 1 -0.8115 0.5148 1 0.5492 0.1394
## 2 206.1 3.39 1 -0.7978 0.5091 1 0.5499 0.1424
## 3 212.1 3.39 1 -0.7840 0.5034 1 0.5505 0.1454
## 4 218.2 3.39 1 -0.7703 0.4978 1 0.5512 0.1485
## 5 224.2 3.39 1 -0.7566 0.4922 1 0.5519 0.1517
## 6 230.3 3.39 1 -0.7429 0.4866 1 0.5525 0.1549
## PredictedProb
## 1 0.3076
## 2 0.3105
## 3 0.3134
## 4 0.3164
## 5 0.3194
## 6 0.3224
Рисунок полученной модели делается так:
Мы можем также захотеть узнать, насколько хорошо наша модель описывает реальные данные. Это может быть особенно полезно, если мы сравниваем конкурирующие модели. Результаты, выводимые на экран командой
## [1] 41.46
А разница степеней свободы может быть получена так:
## [1] 5
Наконец, p-значение вычисляется так:
## [1] 7.578e-08
Хи-квадрат 41.46 с 5 степенями свободы и ассоциированным p-значением, меньшим 0.001, показывают нам, что наша модель, в целом, описывает данные значительно лучше, чем нулевая модель. Этот тест иногда называют «likelihood ratio test».
Long, J. Scott (1997). Regression Models for Categorical and Limited Dependent Variables. Thousand Oaks, CA: Sage Publications.
Читать далее
epicalc (см. напр. http://donbas-socproject.blogspot.com/2011/03/blog-post_25.html), однако настоящее описание позволяет взглянуть «под капот» и разобраться в логике построения вывода.Логистическая регрессия, называемая также логит-моделью, используется для моделирования двоичных зависимых переменных. В этом методе логарифм шансов наступления исследуемого события представляется линейной комбинацией переменных-предикторов.
Для анализа мы дополнительно воспользуемся пакетами
aod и ggplot2, подключаемых командами:library(aod)
library(ggplot2)Пример. Исследователь ищет, как переменные GRE (Graduate Record Exam scores — оценки во время обучения в вузе), GPA (grade point average — средний балл) и престиж вуза влияют на поступление в аспирантуру. Т. о. искомая переменная, поступил или не поступил (admit/don’t admit), является бинарной.
В описанном ниже анализе мы воспользовались сгенерированными гипотетическими данными, которые можно получить, используя
R: mydata <- read.csv("http://www.ats.ucla.edu/stat/data/binary.csv")head(mydata)## посмотрим на первые строки данных## admit gre gpa rank
## 1 0 380 3.61 3
## 2 1 660 3.67 3
## 3 1 800 4.00 1
## 4 1 640 3.19 4
## 5 0 520 2.93 4
## 6 1 760 3.00 2
Этот масив содержит бинарную зависимую переменную admit, а также три предиктора: gre, gpa and rank. Мы воспользуемся переменными gre и gpa как непрерывными. Переменная rank принимает значения от 1 до 4. У вузов с рангом 1 самый высокий престиж, а у вузов с рангом 4 — самый низкий.
Методы анализа, которые вы также можете использовать
Пробит-регрессия даёт результаты, похожие на логистическую. Выбор пробит или логит-моделирования в значительной степени зависит от личных предпочтений исследователя.
OLS-регрессия, используемая с бинарной зависимой переменной, известна как линейно-вероятностная модель (linear probability model) и может применяться для описания условных вероятностей. Тем не менее, ошибки (т. н. остатки — residuals), даваемые этим методом, не соответствуют предположению о гомоскедастичности (равной дисперсии) и нормальном распределении, заложенном в OLS-регрессии, что приводит к неправильным значениям стандартных ошибок и ложным результатам тестирования гипотез (подробнее см. Long, 1997, p.
Дискриминантный анализ двух групп. Многомерный метод для бинарной зависимой переменной.
Hotelling’s T2. Зависимая переменная 0/1 преобразуется в группирующую переменную, а предикторы — в зависимые переменные. Это позволяет выполнить общий тест значимости, но не даёт индивидуальных коэффициентов для каждой переменной, соответственно остаётся неясным вклад каждого такого «предиктора» в эффект прочих «предикторов».
Использование логистической модели
Код, приведённый ниже, выполняет логистическое моделирование с использованием функции glm() function, но сначала мы превратим переменную rank в фактор, чтобы показать, что она должна трактоваться как категориальная переменная:
mydata$rank <- factor(mydata$rank)mylogit <- glm(admit ~ gre + gpa + rank, data = mydata, family = "binomial")Поскольку мы дали нашей модели имя
mylogit, R не выдал результаты регресии на экран. Это, однако, легко сделать командой summary():summary(mylogit)## Call:
## glm(formula = admit ~ gre + gpa + rank, family = "binomial",
## data = mydata)
##
## Deviance Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -1.627 -0.866 -0.639 1.149 2.079
##
## Coefficients:
## Estimate Std. Error z value Pr(>|z|)
## (Intercept) -3.98998 1.13995 -3.50 0.00047 ***
## gre 0.00226 0.00109 2.07 0.03847 *
## gpa 0.80404 0.33182 2.42 0.01539 *
## rank2 -0.67544 0.31649 -2.13 0.03283 *
## rank3 -1.34020 0.34531 -3.88 0.00010 ***
## rank4 -1.55146 0.41783 -3.71 0.00020 ***
## ---
## Signif. codes: 0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
##
## (Dispersion parameter for binomial family taken to be 1)
##
## Null deviance: 499.98 on 399 degrees of freedom
## Residual deviance: 458.52 on 394 degrees of freedom
## AIC: 470.5
##
## Number of Fisher Scoring iterations: 4
В приведённых результатах вначале мы видим саму модель (секция «Call») и заданные опции.
Затем видим отклонение остатков (deviance residuals), измеряющий подгонку модели. Ниже мы обсудим, как пользоваться этой строкой, чтобы оценить соответствие модели.
Следующая часть результатов показывает коэффициенты, их стандартные ошибки, z-статистики (называемые иногда z-статистиками Вальда — коэффициенты, делённые на стандартные ошибки) и соответствующие p-значения. Очевидно, что переменные
gre и gpa суть статистически значимы, точно также как и три уровня переменной rank. Коэффициенты логистической регресии указывают, насколько изменится вероятность искомого события при увеличении соответствующего предиктора на одну единицу. Так, возрастание на одну единицу
gre увеличивает логарифм шансов поступить в аспирантуру (по сравнению с непоступлением) на 0.002. Возрастание на одну единицу gpa, увеличивает логарифм шансов поступления на 0.804.Уровни переменной
rank несколько отличаются интерпретацией. Напр., у выпускников вуза с рангом 2 (по сравнению с вузом первого ранга), меньше логарифм шансов быть в аспирантуре на 0.675.Под таблицей коэффициентов находятся служебные данные. Чуть позже мы покажем пример, как можно использовать эти цифры для оценки качества модели.
Мы можем воспользоваться функцией
confint(), чтобы получить доверительные интервалы рассчитанных коэффициентов.confint(mylogit)## 2.5 % 97.5 %
## (Intercept) -6.2716202 -1.792547
## gre 0.0001376 0.004436
## gpa 0.1602959 1.464143
## rank2 -1.3008888 -0.056746
## rank3 -2.0276713 -0.670372
## rank4 -2.4000265 -0.753543
Мы можем протестировать общее влияние переменной
rank функцией wald.test() из библиотеки aod. Порядок, в котором коєффициенты размещены в таблице коэффициентов, повторяет порядок слагаемых в модели. Это важно, поскольку функция wald.test() применяется к коэффициентам согласно этому порядку (опция Terms указывает R, какие именно слагаемые из модели должны быть протестированы, в данном случае это 4, 5 и 6 суть три слагаемых, относящихся к уровням переменной rank).wald.test(b = coef(mylogit), Sigma = vcov(mylogit), Terms = 4:6)## Chi-squared test:
## X2 = 20.9, df = 3, P(> X2) = 0.00011
Значение теста хи-квадрат 20.9 с тремя степенями свободы ассоциировано с p-значением 0.00011, показывающим, что общее влияние переменной
rank является статистически значимым.Мы также можем протестировать другие гипотезы о различиях в коэффициентах разных уровней переменной
rank. Напр., ниже мы тестируем предположение, что коэффициент для rank=2 равен коэффициенту для rank=3. Первая строка приведённого кода создаёт вектор l, описывающий тот тест, который мы намерены выполнить. В нашем случае мы тестируем разницу слагаемых для rank=2 и rank=3 (т. е., l <- cbind(0, 0, 0, 1, -1, 0)wald.test(b = coef(mylogit), Sigma = vcov(mylogit), L = l)## Chi-squared test:
## X2 = 5.5, df = 1, P(> X2) = 0.019
Значение теста хи-квадрат 5.5 с одной степенью свободы ассоциировано с p-значением 0.019, показывающим, что разница между коэффициентами для rank=2 и rank=3 статистически значима.
Вы также можете экспоненцировать коэффициенты и интерпретировать их как отношения шансов (OR).
R сделает это, если вы укажете ему, что откуда взять коэффициенты — из coef(mylogit). Аналогично вы можете получить и доверительные интервалы отношений шансов. Чтобы вставить это всё в одну таблицу, мы используем команду cbind():exp(coef(mylogit))## (Intercept) gre gpa rank2 rank3 rank4
## 0.0185 1.0023 2.2345 0.5089 0.2618 0.2119
exp(cbind(OR = coef(mylogit), confint(mylogit)))## OR 2.5 % 97.5 %
## (Intercept) 0.0185 0.001889 0.1665
## gre 1.0023 1.000138 1.0044
## gpa 2.2345 1.173858 4.3238
## rank2 0.5089 0.272290 0.9448
## rank3 0.2618 0.131642 0.5115
## rank4 0.2119 0.090716 0.4707
Теперь мы можем сказать, что при возрастании на одну единицу переменной
gpa отношение шансов поступить в аспирантуру (в сравнении с непоступлением) возрастает в 2.23 раза. Вы можете использовать предсказанные вероятности, чтобы лучше понять эту модель. Предсказанные вероятности можно рассчитать как для категориальных, так и для непрерывных предикторов. Для того, чтобы создать предсказываемые вероятности, нам сначала нужно создать новую таблицу с данными, в которой будут значения независимых переменных такие, для которых нужно произвести предсказание.
Мы начнём с расчёта презсказанных вероятностей поступления для каждого значения престижности вуза (переменная
rank), удерживая переменные gre и gpa на уровне их средних. Создадим и посмотрим на таблицу данных:newdata1 <- with(mydata, data.frame(gre = mean(gre), gpa = mean(gpa), rank = factor(1:4)))newdata1## gre gpa rank
## 1 587.7 3.39 1
## 2 587.7 3.39 2
## 3 587.7 3.39 3
## 4 587.7 3.39 4
Заметьте, что в новой таблице имена переменных должны быть такими же, как и в вашей регрессионной модели (напр., среднее для
gre должно быть названо gre). Теперь, имея таблицу, мы можем поручить R создать пресказанные вероятности. Первая линия кода очень компактна — значения rankP должны быть предсказаны [функция predict()] на основе результатов анализа, содержащихся в mylogit и значений предикторов из таблицы newdata1.newdata1$rankP <- predict(mylogit, newdata = newdata1, type = "response")newdata1## gre gpa rank rankP
## 1 587.7 3.39 1 0.5166
## 2 587.7 3.39 2 0.3523
## 3 587.7 3.39 3 0.2186
## 4 587.7 3.39 4 0.1847
Из приведённых результатов следует, что предсказанные вероятности быть принятым в аспирантуру суть 0.52 для студентов из наиболее престижных вузов (rank=1), но 0.18 для студентов из наименее престижных (rank=4) при одинаковых средних показателях успеваемости gre и gpa. Аналогично можно варьировать значения переменных
gre и rank. Если мы намерены нарисовать эти зависимости, мы должны создать 100 значений gre в интервале 200 и 800 для каждого значения переменной rank (т. е., 1, 2, 3 и 4):newdata2 <- with(mydata, data.frame(gre = rep(seq(from = 200, to = 800, length.out = 100),
4), gpa = mean(gpa), rank = factor(rep(1:4, each = 100))))Код, генерирующий предсказанные вероятности, аналогичен приведённому выше.
newdata2 <- cbind(newdata2, predict(mylogit, newdata = newdata2, type = "link",
se = TRUE))newdata2 <- within(newdata2, {
PredictedProb <- plogis(fit)
LL <- plogis(fit - (1.96 * se.fit))
UL <- plogis(fit + (1.96 * se.fit))
})head(newdata2)## gre gpa rank fit se.fit residual.scale UL LL
## 1 200.0 3.39 1 -0.8115 0.5148 1 0.5492 0.1394
## 2 206.1 3.39 1 -0.7978 0.5091 1 0.5499 0.1424
## 3 212.1 3.39 1 -0.7840 0.5034 1 0.5505 0.1454
## 4 218.2 3.39 1 -0.7703 0.4978 1 0.5512 0.1485
## 5 224.2 3.39 1 -0.7566 0.4922 1 0.5519 0.1517
## 6 230.3 3.39 1 -0.7429 0.4866 1 0.5525 0.1549
## PredictedProb
## 1 0.3076
## 2 0.3105
## 3 0.3134
## 4 0.3164
## 5 0.3194
## 6 0.3224
Рисунок полученной модели делается так:
ggplot(newdata2, aes(x = gre, y = PredictedProb)) + geom_ribbon(aes(ymin = LL,
ymax = UL, fill = rank), alpha = 0.2) + geom_line(aes(colour = rank), size = 1)
Мы можем также захотеть узнать, насколько хорошо наша модель описывает реальные данные. Это может быть особенно полезно, если мы сравниваем конкурирующие модели. Результаты, выводимые на экран командой
summary(mylogit), включают показатели подгонки (они выводятся сразу под коэффициентами), в частности разброс остатков нулевой и данной моделей, а также AIC. Один из параметров подгонки — значимость модели в целом. Этот тест показывает, действительно ли модель с предикторами описывает реальные данные значимо лучше, чем модель без предикторов (т. н. нулевая модель). Тестовая статистика — это разница между отклонениями остатков в моделях с предикторами и без них. Эта статистика описывается распределением хи-квадрат с числом степеней свободы равном разнице в степенях свободы тестируемой и нулевой моделью. Чтобы вычислить эту величину, мы можем воспользоваться командой:with(mylogit, null.deviance - deviance)## [1] 41.46
А разница степеней свободы может быть получена так:
with(mylogit, df.null - df.residual)## [1] 5
Наконец, p-значение вычисляется так:
with(mylogit, pchisq(null.deviance - deviance, df.null - df.residual, lower.tail = FALSE))## [1] 7.578e-08
Хи-квадрат 41.46 с 5 степенями свободы и ассоциированным p-значением, меньшим 0.001, показывают нам, что наша модель, в целом, описывает данные значительно лучше, чем нулевая модель. Этот тест иногда называют «likelihood ratio test».
Примечания
Hosmer, D. & Lemeshow, S. (2000). Applied Logistic Regression (Second Edition). New York: John Wiley & Sons, Inc.Long, J. Scott (1997). Regression Models for Categorical and Limited Dependent Variables. Thousand Oaks, CA: Sage Publications.
Читать далее
24 лют. 2013 р.
Небольшой алгоритм для импорта данных из SPSS в R
При работе со сторонними данными, набранными в SPSS, у меня возникала проблема: спсс-овские метки переменных не экспортировались в
Чтобы нарисовать картинку с нужным заглавием, можно воспользоваться созданной вспомогательной переменной
Читать далее
R, что затрудняло работу с получившимся массивом (переменные в этом случае назывались примерно так v1, v2 etc). Решение нашлось в блоге http://strengejacke.wordpress.com/2013/02/22/migrating-from-spss-to-r-rstats/:my.data=read.spss('data.sav',to.data.frame=FALSE, use.value.labels=T)
my.data.table=as.data.frame(my.data)
my.data.lab=attr(my.data,'variable.labels')
names(my.data.table)=my.data.lab
Чтобы нарисовать картинку с нужным заглавием, можно воспользоваться созданной вспомогательной переменной
my.data.lab (напр., для переменной в 11 столбце):plot(my.data.table[,11], main=my.data.lab[11])Читать далее
Кребс и Авсоний
Одна из работ покойного литературоведа и переводчика Михаила ГАСПАРОВА повествует о ныне забытом поэте времени упадка Римской империи — АВСОНИИ. Основная мысль: АВСОНИЙ, сам того не подозревая (ведь это только мы знаем, что жил он в «эпоху упадка», а для него Рим был жив...), как бы наводил порядок в наследии своих гениальных предшественников, готовя его к архивному хранению; он виртуозно пользовался всей уходящей техникой работы со словом, изящно соединяя в образе землю и небо, растения и животных, культуру и природу, каждый раз выстраивая мысленную перспективу универсума.
Сегодня мне показалось, что мой любимец последнего времени — Иоганн Людвиг КРЕБС — является таким вот Авсонием эпохи немецкого барокко: он столь же малоизвестен, столь же композиторски виртуозен, он пользуется всеми приёмами своих учителей, так же широк дыханием, универсален мыслью, он почти ничего не открывает нового, живя в эпоху «упадка контрапунктического искусства». Он наводит порядок, чтобы наследие баховского искусства передать потомкам.
Ирония судьбы: после КРЕБСА наступает эпоха, возродившая АВСОНИЯ — «est in arundineis modulatio musica ripis»...
Читать далее
Сегодня мне показалось, что мой любимец последнего времени — Иоганн Людвиг КРЕБС — является таким вот Авсонием эпохи немецкого барокко: он столь же малоизвестен, столь же композиторски виртуозен, он пользуется всеми приёмами своих учителей, так же широк дыханием, универсален мыслью, он почти ничего не открывает нового, живя в эпоху «упадка контрапунктического искусства». Он наводит порядок, чтобы наследие баховского искусства передать потомкам.
Ирония судьбы: после КРЕБСА наступает эпоха, возродившая АВСОНИЯ — «est in arundineis modulatio musica ripis»...
Читать далее
17 лют. 2013 р.
Шесть маленьких прелюдий
Как снимают клипы на Баха? По моим наблюдениям: либо какая-то статичная фотография, либо музыкант за инструментом. А вот тут милая девушка, играя то, что играют дети в школе, отошла от этого канона и преподнесла свою улыбку — это заразительно и красиво!
Читать далее
Читать далее
14 лют. 2013 р.
Слабая женщина
Сегодня перед манипуляционным кабинетом старушка-далеко-за-70 витийствовала. Надо сказать, что у неё на шее был шов, залитый зелёнкой. Так вот:
«Захожу я, девоньки (от автора — внимательно слушавшие её бабки-ровестницы), в свой подьезд, а из лифта мне кричат: долго ещё ждать? Ну я, дура старая, забежала, нажала свой 8 этаж, повернулась лицом к дверям и еду»…
Прервусь. На этом месте я было понадеялся услышать, что стоявший в лифте за её спиной плюгавенький мужичок лет 30… ну… вы понимаете: стал грязно домогаться. Сюжет оказался занимательно непредсказуем:
…«приехали мы, я вышла, держу в руке кошелёк, и тут он как накинется, приставил нож к горлу, молчи, говорит, сука, а сам другой рукой кошелёк вырывает. Я женщина слабая, прижала кошелёк к груди и как заору! Выскочил мой внук, а он такой — высокий, тот побежал, внук его в два прыжка настигнул — ну прямо тигр, придавил к полу, так и держал, пока милиция приехала, человек двенадцать. Потом нас следователь допрашивал, потом прокурор приехал. 6 часов мы были в участке! А потом мне в челюстно-лицевой порез зашивали — 5 швов наложили! Вот теперь хожу и сдаю кровь на столбняк!»
Слабая женщина! Слона на скаку остановит! И хобот ему оторвёт!
Читать далее
«Захожу я, девоньки (от автора — внимательно слушавшие её бабки-ровестницы), в свой подьезд, а из лифта мне кричат: долго ещё ждать? Ну я, дура старая, забежала, нажала свой 8 этаж, повернулась лицом к дверям и еду»…
Прервусь. На этом месте я было понадеялся услышать, что стоявший в лифте за её спиной плюгавенький мужичок лет 30… ну… вы понимаете: стал грязно домогаться. Сюжет оказался занимательно непредсказуем:
…«приехали мы, я вышла, держу в руке кошелёк, и тут он как накинется, приставил нож к горлу, молчи, говорит, сука, а сам другой рукой кошелёк вырывает. Я женщина слабая, прижала кошелёк к груди и как заору! Выскочил мой внук, а он такой — высокий, тот побежал, внук его в два прыжка настигнул — ну прямо тигр, придавил к полу, так и держал, пока милиция приехала, человек двенадцать. Потом нас следователь допрашивал, потом прокурор приехал. 6 часов мы были в участке! А потом мне в челюстно-лицевой порез зашивали — 5 швов наложили! Вот теперь хожу и сдаю кровь на столбняк!»
Слабая женщина! Слона на скаку остановит! И хобот ему оторвёт!
Читать далее
23 січ. 2013 р.
Цель
В 1986 году мне было 11 лет, мама тогда выписывала кучу интересных журналов, среди них специально для меня значился «Юный техник». Именно из него я узнал, что к нам летит комета Галлея, которая бывает раз в 75 лет. Потом по телевизору начались репортажи о том, как её американцы фотографировали, изучали, как всё это здорово и важно. Было ощущение надвигающегося праздника. Я сидел и чего-то ждал, наверное какого-то момента, когда объявят: вот, прилетела, принимайте. Выйти вечером на улицу и посмотреть в небо мне отчего-то в голову не приходило… может потому, что воспитанные мальчики по ночам не шляются. А потом она улетела. Было обидно, особенно когда сообразил, что выйти таки следовало. Но потом я успокоился, взял листок бумаги, прибавил 11 к 75. 86 лет! Именно столько мне будет, когда она снова прилетит! Да разве ж это возраст?!? Я знал окрестных бабушек, перешагнувших этот рубеж и бодро ходивших за молоком. Значит, и я смогу! И на этот раз я не пропущу свидание! Вот она — цель жизни!
Читать далее
Читать далее
20 січ. 2013 р.
Я — поэт, зовусь Незнайка
В супермаркетах, точнее — в их рекламных отделах, творцы творят.
Вот и сегодня, покупаю себе носки и слушаю по громкой связи перлы креатива: «Оливковое масло <Манини> — понравится даже манюне», «Увидишь цену и зажмуришься --- ведь это наша курица!».
За каждую рифму надбавка идёт, вот их непадецки и прёт :)
Читать далее
Вот и сегодня, покупаю себе носки и слушаю по громкой связи перлы креатива: «Оливковое масло <Манини> — понравится даже манюне», «Увидишь цену и зажмуришься --- ведь это наша курица!».
За каждую рифму надбавка идёт, вот их непадецки и прёт :)
Читать далее
16 січ. 2013 р.
Факторы, связанные с открытостью МСМ в социальной онлайн-сети QGuys.Ru
В 2009 г. мы совместно с МБФ «Международный Альянс по ВИЧ/СПИДу в Украине» выполнили операционное исследование по привлечению в проекты клиентов-МСМ (Касянчук М. Г., Лещинский Е. Б., Дебелюк М. И., Довбах А. В., Варбан М. Ю. Экспериментальное изучение эффективности привлечения клиентов в МСМ-проекты через социальные онлайн-сети : отчёт по результатам операционного исследования [Электронный ресурс] / МБФ «Международный Альянс по ВИЧ/СПИДу в Украине», «Донбасс-СоцПроект», 2009. — 29 c. — Режим доступа: http://lgbtqstudies.files.wordpress.com/2012/10/msm_operat-res_2009.pdf). Одной из его частей был анализ рандомизированной репрезентативной выборки профилей пользователей социальной онлайн-сети QGuys.Ru из четырёх областей Украины — Киевской (включая г. Киев), Донецкой, Харьковской и Одесской.
Вопросы открытости пользователей QGuys.Ru частично анализировались в упоминавшемся отчёте. В этой заметке мы вернёмся к этим данным и проанализируем факторы, связанные с открытостью МСМ, понимаемой как наличие или отсутствие фотографий пользователя в его профиле.
Итак, событием («пользователь открыт») мы будем полагать наличие хотя бы одной фотографии в профиле пользователя. В качестве потенциальных предикторов воспользуемся информацией, указанной пользователями о себе: возраст, область, готовность оказывать сексуальные услуги за вознаграждение, наличие гетеросексуальной семьи, наличие детей, сексуальная ориентация, роль в сексе, число виртуальных друзей; дополнительно QGuys.Ru позволяет увидеть стаж пребывания пользователя на сайте онлайн. Одномерные распределения приведены в табл. 1.
Таблица 1. Общая характеристика переменных, N = 760
Все эти переменные, а также возможные взаимодействия между ними (напр., сексуальная ориентация и наличие гетеросексуального брака, наличие детей и наличие гетеросексуального брака) были включены в начальное логистическое уравнение, которое упрощено с использованием алгоритма Backward LR.
Результирующее уравнение содержало всего четыре предиктора — время пребывания пользователя на сайте, его сексуальную ориентацию, число его виртуальных друзей и предпочитаемую им роль в сексе.
Модель тестировалась на всей выборке (760 профилей), пропущенные значения считались значимой категорией.
Хотя время пребывания на сайте было значимым предиктором открытости (p < 0.001), каждый дополнительный час лишь незначительно повышал вероятность найти в профиле пользователя какую-нибудь фотографию, что обусловлено огромным разбросом значений стажа — от нескольких минут до 8 восьми месяцев. Поэтому переменная «Проведённое на сайте время» была приведена к категориальному виду: небольшой стаж — от минимума до медианы(0–5 часов), средний — от медианы до среднего (6–155 часов), большой — от среднего до максимума (156–5285 часов).
Результаты расчётов логистического уравнения указаны в табл. 2.
Таблица 2.Факторы, ассоциированные с наличием в профиле пользователя фотографии (модель 1, описывающая 48% наблюдаемой дисперсии)
Видно, что наиболее яркими факторами, позитивно связанными с наличием фотографий, являются стаж пребывания на сайте онлайн и число виртуальных друзей. Т. к. эти две переменные связаны хоть и небольшой, но значимой корреляцией (R = 0.27, p < 0.001 — чем дольше пользователь пользуется сайтом, тем больше у него виртуальных друзей), то стаж был исключён из регрессионного уравнения. Результаты приведены в табл. 3.
Таблица 3.Факторы, ассоциированные с наличием в профиле пользователя фотографии (модель 2, описывающая 42% наблюдаемой дисперсии)
Вторая модель несколько хуже описывает наблюдаемую дисперсию, но состоит из предикторов, действующих независимо друг от друга, показателем чего является близость значений соответствующих OR и AOR.
Попробуем разобраться, в чём именно состоит смысл найденных связей.
1) Число виртуальных друзей, как мы указывали, коррелирует со стажем пребывания на сайте онлайн — чем дольше человек общается на сайте (а QGuys.Ru является, безусловно, инструментом общения — он и позиционирует себя как «социальная сеть», и поощряет написание пользователями дневников, которые видны на главной странице, и стимулирует комментарии к написанным дневникам, обмен фотографиями и приватными сообщениями), тем больше вероятность появления у него виртуальных друзей. С другой стороны, долгое пребывание на сайте означает, что основная потребность — найти партнёра или партнёров, которые бы полностью подошли пользователю в мире вне сайта, остаётся неудовлетворённой; соответственно, пользователь может «наращивать» привлекательность своего профиля фотографиями.
2) Роль в сексе — шанс найти хотя бы одну фотографию в профиле пассива в три раза меньше, чем в профиле актива. Причиной может выступать то, что в общественном сознании «быть активом» (т. е. исполнять «мужскую» роль) почётно, а «быть пассивом» (исполнять роль «женскую») — зазорно; соответственно, для актива «засветиться» оказывается менее болезненно, чем для пассива.
3) Сексуальная ориентация — те пользователи, которые себя идентифицируют как бисексуалы, реже размещают фотографии, чем называющие себя геями. С одной стороны, известна тенденция считать бисексуалов ненормальным феноменом и, вследствие этого, дистанцироваться от общения с ними (т. е. «быть би» — это менее приемлемо, чем иметь однозначно установившиеся предпочтения: либо мужчины, либо женщины). С другой стороны, считается, что бисексуалу легче мимикрировать под «нормального» гетеросексуала, избегать стигмы и дискриминации; соответственно, размещение своих фотографий на специфически гомосексуальном ресурсе будет усложнять эту мимикрию и ставить под удар изображённого на фотографии человека.
Дополнительно отметим, что и в категории «роль в сексе», и в категории «сексуальная ориентация», значимым предиктором отсутствия фотографий был вариант «не указано». Как видно из табл. 1, вариант «не указано» доминирует в большинстве распределений. С нашей точки зрения, это вполне согласуется с низким уровнем открытости в целом — дополнительная информация (а фотографии также являются информацией) есть дополнительная уязвимость.
Безусловно, использованный в этой заметке подход к открытости («наличие фотографий») является ограниченным — в 2009 г., когда были собраны данные, действовала старая редакция правил социальной онлайн-сети QGuys.Ru, не запрещавшая использование изображений, по которым трудно или невозможно узнать человека (размытые, фото отдельных частей тела, очень мелкий масштаб и т. п.). В этом аспекте было бы интересно проверить полученные закономерности по профилям нынешнего времени, поскольку правила сайта существенно ужесточились: «5.4. На фотографиях всегда должен присутствовать пользователь (автор анкеты). 5.5. Во всех типах фотографий запрещено размещение чужих фото, ... карикатуры, рисунки, изыски photoshop» (http://qguys.ru/do/rules). Теперь пользователь должен сделать более чёткий выбор — либо не размещать фото вообще, либо разместить нечто узнаваемое.
Читать далее
Вопросы открытости пользователей QGuys.Ru частично анализировались в упоминавшемся отчёте. В этой заметке мы вернёмся к этим данным и проанализируем факторы, связанные с открытостью МСМ, понимаемой как наличие или отсутствие фотографий пользователя в его профиле.
Итак, событием («пользователь открыт») мы будем полагать наличие хотя бы одной фотографии в профиле пользователя. В качестве потенциальных предикторов воспользуемся информацией, указанной пользователями о себе: возраст, область, готовность оказывать сексуальные услуги за вознаграждение, наличие гетеросексуальной семьи, наличие детей, сексуальная ориентация, роль в сексе, число виртуальных друзей; дополнительно QGuys.Ru позволяет увидеть стаж пребывания пользователя на сайте онлайн. Одномерные распределения приведены в табл. 1.
Таблица 1. Общая характеристика переменных, N = 760
| Переменная | % или M ± SE |
| Средний возраст, лет | 28.2 ± 0.3 |
| Среднее проведённое на сайте время, часов | 155 ± 17 |
| Среднее количество виртуальных друзей | 3 ± 1 |
| Доля профилей с фотографиями | 41 |
| Область проживания, указанная пользователем | |
| - Киевская (включая г. Киев) | 45 |
| - Донецкая | 46 |
| - Одесская | 5 |
| - Харьковская | 4 |
| Готовность менять секс на вознаграждение | |
| - нет, не меняю секс и отношения на деньги и подарки | 19 |
| - да, я — эскорт | 2 |
| - нет, но не откажусь, если предложат заплатить | 1 |
| - я готов быть спонсором | 2 |
| - не указано | 75 |
| Пребывание в официальном гетеросексуальном браке | |
| - холост или разведён | 2 |
| - женат | 4 |
| - не указано | 94 |
| Наличие детей | |
| - нет | 27 |
| - есть | 2 |
| - не указано | 70 |
| Сексуальная ориентация | |
| - гей | 33 |
| - би | 16 |
| - натурал | 1 |
| - не указано | 50 |
| Роль в сексе (в связи с незначительными долями промежуточных атрибуций [уни-актив и уни-пассив] переменная упрощена путём объединения групп «актив» и «уни-актив», «пассив» и «уни-пассив») | |
| - актив | 13 |
| - универсал | 18 |
| - пассив | 10 |
| - не указано | 59 |
| Примечания: М — среднее арифметическое; SE — стандартная ошибка среднего | |
Результирующее уравнение содержало всего четыре предиктора — время пребывания пользователя на сайте, его сексуальную ориентацию, число его виртуальных друзей и предпочитаемую им роль в сексе.
Модель тестировалась на всей выборке (760 профилей), пропущенные значения считались значимой категорией.
Хотя время пребывания на сайте было значимым предиктором открытости (p < 0.001), каждый дополнительный час лишь незначительно повышал вероятность найти в профиле пользователя какую-нибудь фотографию, что обусловлено огромным разбросом значений стажа — от нескольких минут до 8 восьми месяцев. Поэтому переменная «Проведённое на сайте время» была приведена к категориальному виду: небольшой стаж — от минимума до медианы
Результаты расчётов логистического уравнения указаны в табл. 2.
Таблица 2.Факторы, ассоциированные с наличием в профиле пользователя фотографии (модель 1, описывающая 48% наблюдаемой дисперсии)
| Категория | OR | AOR (95% ДИ) |
| Стаж пребывания на сайте (ref. = «небольшой»), p < 0.001 | ||
| средний | 15 | 5.6 (3.4—9.1) |
| большой | 128 | 19 (7.7—46) |
| Сексуальная ориентация (ref. = «гей»), p < 0.001 | ||
| би | 0.5 | 0.6 (0.3—1) |
| натурал | 0.3 | 0.3 (0—2.1) |
| не указано | 0.1 | 0.2 (0.1—0.3) |
| Число виртуальных друзей (непрер. переменная), p < 0.001 | 2.1 | 1.3 (1.1—1.5) |
| Роль в сексе (ref. = «актив»), p = 0.01 | ||
| универсал | 0.7 | 0.5 (0.3—1.2) |
| пассив | 0.4 | 0.3 (0.1—0.7) |
| не указано | 0.1 | 0.3 (0.2—0.7) |
| Примечания: ref. — референтная категория; OR — отношение шансов; AOR — приведённое отношение шансов; ДИ — доверительный интервал | ||
Таблица 3.Факторы, ассоциированные с наличием в профиле пользователя фотографии (модель 2, описывающая 42% наблюдаемой дисперсии)
| Категория | OR | AOR (95% ДИ) |
| Сексуальная ориентация (ref. = «гей»), p < 0.001 | ||
| би | 0.5 | 0.6 (0.3—0.9) |
| натурал | 0.3 | 0.4 (0.1—2.6) |
| не указано | 0.1 | 0.1 (0.1—0.2) |
| Число виртуальных друзей (непрер. переменная), p < 0.001 | 2.1 | 1.6 (1.4—1.9) |
| Роль в сексе (ref. = «актив»), p < 0.001 | ||
| универсал | 0.7 | 0.5 (0.3—1.1) |
| пассив | 0.4 | 0.3 (0.1—0.6) |
| не указано | 0.1 | 0.3 (0.1—0.5) |
Попробуем разобраться, в чём именно состоит смысл найденных связей.
1) Число виртуальных друзей, как мы указывали, коррелирует со стажем пребывания на сайте онлайн — чем дольше человек общается на сайте (а QGuys.Ru является, безусловно, инструментом общения — он и позиционирует себя как «социальная сеть», и поощряет написание пользователями дневников, которые видны на главной странице, и стимулирует комментарии к написанным дневникам, обмен фотографиями и приватными сообщениями), тем больше вероятность появления у него виртуальных друзей. С другой стороны, долгое пребывание на сайте означает, что основная потребность — найти партнёра или партнёров, которые бы полностью подошли пользователю в мире вне сайта, остаётся неудовлетворённой; соответственно, пользователь может «наращивать» привлекательность своего профиля фотографиями.
2) Роль в сексе — шанс найти хотя бы одну фотографию в профиле пассива в три раза меньше, чем в профиле актива. Причиной может выступать то, что в общественном сознании «быть активом» (т. е. исполнять «мужскую» роль) почётно, а «быть пассивом» (исполнять роль «женскую») — зазорно; соответственно, для актива «засветиться» оказывается менее болезненно, чем для пассива.
3) Сексуальная ориентация — те пользователи, которые себя идентифицируют как бисексуалы, реже размещают фотографии, чем называющие себя геями. С одной стороны, известна тенденция считать бисексуалов ненормальным феноменом и, вследствие этого, дистанцироваться от общения с ними (т. е. «быть би» — это менее приемлемо, чем иметь однозначно установившиеся предпочтения: либо мужчины, либо женщины). С другой стороны, считается, что бисексуалу легче мимикрировать под «нормального» гетеросексуала, избегать стигмы и дискриминации; соответственно, размещение своих фотографий на специфически гомосексуальном ресурсе будет усложнять эту мимикрию и ставить под удар изображённого на фотографии человека.
Дополнительно отметим, что и в категории «роль в сексе», и в категории «сексуальная ориентация», значимым предиктором отсутствия фотографий был вариант «не указано». Как видно из табл. 1, вариант «не указано» доминирует в большинстве распределений. С нашей точки зрения, это вполне согласуется с низким уровнем открытости в целом — дополнительная информация (а фотографии также являются информацией) есть дополнительная уязвимость.
Безусловно, использованный в этой заметке подход к открытости («наличие фотографий») является ограниченным — в 2009 г., когда были собраны данные, действовала старая редакция правил социальной онлайн-сети QGuys.Ru, не запрещавшая использование изображений, по которым трудно или невозможно узнать человека (размытые, фото отдельных частей тела, очень мелкий масштаб и т. п.). В этом аспекте было бы интересно проверить полученные закономерности по профилям нынешнего времени, поскольку правила сайта существенно ужесточились: «5.4. На фотографиях всегда должен присутствовать пользователь (автор анкеты). 5.5. Во всех типах фотографий запрещено размещение чужих фото, ... карикатуры, рисунки, изыски photoshop» (http://qguys.ru/do/rules). Теперь пользователь должен сделать более чёткий выбор — либо не размещать фото вообще, либо разместить нечто узнаваемое.
Читать далее
10 січ. 2013 р.
Барчуки
Я часто возмущаюсь пробелами в эрудиции своих студентов, а ведь по сравнению с какими-нибудь молодыми Державиным и Болотовым (столпами русской культуры XVIII века), не говоря уж о прочем поротом дворянстве петровских времён, мои дети просто таки энциклопедически образованы — умеют читать, писать, считать, знают начатки физики, химии, биологии, географии… Лени, правда, в них много…
Читать далее
Читать далее
10 груд. 2012 р.
Как показать среднее и погрешности на гистограмме
Представим, что на иллюстрации нужно показать как результаты нескольких экспериментов, так и их среднее с погрешностями. Один из способов в
Вуаля:
Вместо функций
Читать далее
R таков: data=c(1,2,3,4,3,2,1) # вводим данные barplot(data) # рисуем нашу иллюстрациюabline(h=mean(data)) # добавляем линию среднейabline(h=mean(data)+sd(data)) # добавляем линии верхнего и нижнего стандартного отклоненийabline(h=mean(data)-sd(data)) Вуаля:
Вместо функций
mean() и sd(), естественно, можно вставить либо конкретные числа, либо другие меры средней тенденции и погрешностей. Например, подключив пакет library(epicalc), можно визуализировать среднее с доверительным интервалом:barplot(data) abline(h=mean(data)) abline(h=c(ci(data)$lower95ci,ci(data)$upper95ci)) Читать далее
Підписатися на:
Дописи (Atom)
